دوره 29، شماره 4 - ( زمستان 1402 )                   جلد 29 شماره 4 صفحات 513-494 | برگشت به فهرست نسخه ها


XML English Abstract Print


Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:

Falahat K, Baradaran Eftekhari M, Mirabzadeh A. Social Determinants of Health for Positive Mental Health of Iranian Adults. IJPCP 2024; 29 (4) :494-513
URL: http://ijpcp.iums.ac.ir/article-1-4041-fa.html
فلاحت کتایون، برادران افتخاری منیر، میراب زاده آرش. تعیین‌کننده‌های اجتماعی سلامت روان مثبت در بزرگسالان ایرانی. مجله روانپزشكي و روانشناسي باليني ايران. 1402; 29 (4) :494-513

URL: http://ijpcp.iums.ac.ir/article-1-4041-fa.html


1- معاونت تحقیقات و فناوری، وزارت بهداشت درمان و آموزش پزشکی، تهران، ایران.
2- معاونت تحقیقات و فناوری، وزارت بهداشت درمان و آموزش پزشکی، تهران، ایران. ، mbeftekhari200@gmail.com
3- گروه رفاه اجتماعی، دانشکده سلامت اجتماعی، دانشگاه علوم توانبخشی و سلامت اجتماعی، تهران، ایران.
متن کامل [PDF 7070 kb]   (149 دریافت)     |   چکیده (HTML)  (605 مشاهده)
متن کامل:   (74 مشاهده)
مقدمه
طبق تعریف سازمان بهداشت جهانی، سلامت روان تنها به نبود بیماری روانی اطلاق نمی‌شود، بلکه سلامت روان حالتی از بهزیستی است که افراد را قادر می‌سازد تا توانایی‌های خود را تشخیص دهند، قادر به کنار آمدن با استرس‌های معمول زندگی باشند و بتوانند به‌طور بهره‌ور و مؤثر کار کنند و سبب کمک به جامعه خود گردند [1]. به نظر می‌رسد این تعریف، باور موجود درزمینه دو سرطیف بودن اختلالات روانی و سلامت روان را به چالش می‌کشاند و ابعاد مختلف سلامت روان مثبت مانند بهزیستی ذهنی، عملکرد مؤثر زندگی فردی و اجتماعی را معرفی می‌کند. درواقع با این دیدگاه، افراد مبتلابه اختلالات روانی ممکن است درجات متفاوتی از سلامت روان مثبت را تجربه کنند. همچنین، عدم وجود اختلالات روانی لزوماً به معنای وجود سطوح بالای سلامت روان مثبت نمی‌باشد [2]. 
 درصد سلامت روان مثبت بالا (شکوفایی) در کره جنوبی، 11/6 و در کانادا، 76/9 گزارش شده است [3]. در ایران، نصرت‌آبادی و همکاران به بررسی جنبه‌های مثبت سلامت روان دانشجویان پرداخته که مقادیر 16، 64 و 20 درصد از جامعه موردمطالعه به‌ترتیب دارای سلامت روان مثبت بالا، متوسط و پایین بودند [4]. 
کیز و همکاران نشان دادند افراد با سطح سلامت روان مثبت متوسط و پایین نسبت به افراد بهره‌مند از سطح سلامت روان مثبت بالا، دارای اختلالات روانی اجتماعی بیشتر، سلامت فیزیکی کمتر، بهره‌وری پایین‌تر و محدودیت بیشتر در زندگی روزمره می‌باشند [5]. مرور منابع حاکی از آن است که سلامت روان مثبت یک عامل کلیدی بوده و منجر به افزایش توانایی‌های شناختی می‌شود [6]. 
سلامت روان مثبت بسیار متأثر از عوامل بیولوژیکی، روانی ، اجتماعی، اقتصادی و محیطی یا به‌عبارت‌دیگر تعیین‌کننده‌های اجتماعی بوده و شناخت چگونگی این روابط به منظور انجام مداخلات لازم جهت ارتقاء سلامت روان الزامی است [7].
سازمان بهداشت جهانی، دو گروه اصلی از تعیین‌کننده‌های ساختاری و بینابینی را به‌عنوان تعیین‌کننده‌های اجتماعی سلامت معرفی کرده است. تعیین‌کننده‌های ساختاری، عواملی مانند سن، جنسیت، شغل، درآمد، قومیت، نژاد و تحصیلات می‌باشند که طبقه‌ اجتماعی را به وجود آورده و تأثیر آن‌ها بر سلامت از طریق تعیین‌کننده‌های بینابینی اعمال می‌شود. تعیین‌کننده‌های بینابینی که خود از طبقه اجتماعی ناشی می‌شوند شامل شرایط محیط زندگی (مثل شرایط محیط کار و مسکن  و قدرت خرید)، عوامل روانی‌اجتماعی (مثل استرس‌های روانی‌اجتماعی) و عوامل رفتاری (مثل سیگار کشیدن و رفتارهای پرخطر) هستند که نقش واسط را در انتقال تأثیر تعیین‌کننده‌های ساختاری بر برون‌داد سلامتی ایفا می‌کنند [8].
 شناسایی روابط پیچیده یا «شبکه علیت» این تعیین‌کننده‌ها و چگونگی تأثیر آن‌ها بر افراد و جوامع در جهت ارتقاء توانایی کنترل زندگی و ارتقاء سلامت روان مثبت، نیازمند تلاش و پژوهش می‌باشد. مطالعات نشان داده است که سطح سلامت روان مثبت در جوامع مختلف متأثر از تعیین‌کننده‌های اجتماعی متفاوتی چون تاب‌آوری، باورها و اعتقادات فرهنگی و سایر تعیین‌کننده‌ها بوده و از الگوهای متفاوتی نیز تبعیت می‌کند [9]. بنابراین هدف این مطالعه، شناسایی مؤلفه‌های اجتماعی مؤثر بر سلامت روان مثبت و تبیین روابط موجود و شناسایی شبکه علیت آن به منظور طراحی مداخلات لازم جهت ارتقاء سلامت روان مثبت در بزرگسالان ایرانی بوده است. 

روش
این مطالعه از نوع کمی و همبستگی بود و بر روی افراد بزرگسال 30 تا 60 ساله ساکن در مناطق 22 گانه شهر تهران انجام شد. معیارهای ورود به مطالعه، داشتن سن بین 30 تا 60 سال، سکونت در یکی از مناطق 22 گانه شهر تهران، حداقل سواد خواندن و نوشتن جهت تکمیل پرسش‌نامه ، داشتن توانایی جسمی و ذهنی جهت برقراری ارتباط و رضایت شرکت در مطالعه بود. عدم سکونت در شهر تهران (مهمان بودن در حین نمونه‌گیری)، عدم امکان برقراری ارتباط و عدم رضایتمندی در حین مطالعه از معیارهای خروج بود. روش نمونه‌گیری در این مطالعه، چند مرحله‌ای و شامل نمونه‌گیری طبقه‌ای تصادفی، نمونه‌گیری خوشه‌ای و نمونه‌گیری در دسترس بوده است. بدین ترتیب که در گام اول، مناطق 22 گانه شهر تهران براساس وضعیت سلامت روان ( بالا، متوسط و پایین) به 3 پهنه تقسیم شدند [10] و سپس از هر طبقه یا پهنه 1 منطقه به‌عنوان خوشه، انتخاب و از هریک از خوشه‌ها، 2 محله به‌صورت تصادفی انتخاب شدند. جهت شروع نمونه‌گیری از هر محله، 1 خیابان و از هر خیابان، 1 کوچه انتخاب شد و براساس حجم نمونه موردنظر، نمونه‌گیری براساس معیارهای ورود، تساوی جنسیتی و نسبت سهم هر خوشه از جمعیت کل تا حصول حجم نمونه نهایی ادامه یافت. جهت انتخاب نمونه‌های موردنیاز باتوجه‌به حجم محاسبه‌شده، به درب منازل افراد مراجعه شد. 
حجم نمونه در این مطالعه براساس مدنظر قرار دادن اندازه اثرضعیف برابر با 0/12، مقدار خطای نوع اول برابر با 0/05 و مقدار توان مطالعه برابر با 0/80 و با استفاده از نرم‌افرار محاسبه حجم نمونه جی‌پاور، تعداد 547 نفر تخمین زده شد [11] که به منظور کسب اطمینان و احتمال وجود پرسش‌نامه های ناقص، درنهایت 600 نمونه درنظر گرفته شد. 
به منظور ترسیم مدل ارتباطی مؤلفه‌های اجتماعی مؤثر بر سلامت روان مثبت، ابتدا مرور وسیع منابع صورت گرفت و سپس از طریق برگزاری جلسات گروهی و مصاحبه‌های فردی  با صاحبنظران حیطه سلامت روان و تعیین‌کننده‌های اجتماعی مؤثر بر سلامت و همچنین مردم، فهرست تعیین‌کننده‌های اجتماعی مؤثر بر سلامت روان مثبت استخراج شد [12]. جلسات به‌صورت مصاحبه‌های فردی و بحث‌های گروهی بوده است. تخصص افراد نشست شامل سلامت روان، روان‌پزشک و تعیین‌کننده‌های اجتماعی سلامت بوده است و جلسات گروهی با مردم انجام شده است و براین‌اساس، مدل مفهومی مؤلفه‌های اجتماعی سلامت روان مثبت ترسیم شد (تصویر شماره 1).

جهت تبیین مدل ارتباطی تعیین‌کننده‌های ساختاری و بینابینی سلامت روان مثبت، ابتدا مدل‌های ساده بررسی و با اضافه شدن سایر تعیین‌کننده‌ها، مدل نهایی مورد بررسی قرار گرفت. معیار ورود هریک از تعیین‌کننده‌های ساختاری و بینابینی سلامت روان مثبت به مرحله مدل‌یابی، سطح معناداری (0/2≥P)در نظر گرفته شد [13]؛ به‌عبارت‌دیگر متغیرهایی که در بررسی رابطه دو متغیره (رابطه بین هریک از تعیین‌کننده‌ها و سلامت روان مثبت) دارای سطح معناداری (0/2≥P) بودند، در این مرحله وارد مدل شدند. بنابراین از گروه تعیین‌کننده‌های ساختاری متغیرهای طبقه اجتماعی، وضعیت اقتصادی اجتماعی ادراکی، وضعیت اقتصادی اجتماعی عینی، رده شغلی، سطح تحصیلات و سرانه سطح زیربنا وارد مدل شدند. تمامی تعیین‌کننده‌های بینابینی معیار ورود به مدل (0/2≥P) را دارا بودند. 
جهت تبیین مدل، ابتدا رابطه بین متغیرهای مربوط به تعیین‌کننده‌های ساختاری با سلامت روان مثبت بررسی شد، سپس رابطه تعیین‌کننده‌های بینابینی یک بار با فرض مستقل بودن و یک بار با فرض همبسته بودن با سلامت روان مثبت تعیین شد و در ادامه رابطه هریک از متغیرهای مربوط به تعیین‌کننده‌های ساختاری و کل تعیین‌کننده‌های بینابینی با سلامت روان مثبت تبیین شد و درنهایت مدل نهایی با بررسی رابطه بین طبقه اجتماعی، وضعیت اقتصادی اجتماعی ادراکی، سطح تحصیلات، رده شغلی و سرانه سطح زیربنا به‌عنوان متغیرهای ساختاری همراه با تعیین‌کننده‌های بینابینی بر سلامت روان مثبت با حذف روابط غیر معنادار در مدل مورد بررسی قرار گرفت. مدل مفهومی با استفاده از روش مدل‌یابی معادلات ساختاری نهایی شد. 

ابزار پژوهش
در این پژوهش جهت جمع‌آوری داده‌ها، از ابزار پیوستار سلامت روان-فرم کوتاه جهت سنجش سلامت روان مثبت (متغیر وابسته) و ابزارهای مناسب جهت هریک از تعیین‌کننده‌ها و چک‌لیست اطلاعات جمعیت‌شناختی (متغیرهای مستقل) استفاده شد. این پرسش‌نامه‌ها شامل 117 گویه بوده که به‌صورت خوداظهاری تکمیل شد. 

ابزار پیوستار سلامت روان-‌فرم کوتاه
این ابزار، فرم کوتاه‌شده طیف سنجش سلامت روان است که کیز آن را به‌عنوان ابزاری برای سنجش سلامت روان مثبت ساخته است. این مقیاس3 بعد بهزیستی روان‌شناختی، بهزیستی اجتماعی و بهزیستی عاطفی را مورد سنجش قرار می‌دهد. در کشورها و فرهنگ‌های مختلف ازجمله ایران این ابزار روا و پایا شده و ضریب آلفای کرونباخ آن 0/92 بوده است. [14]. در مطالعه حاضر، مقدار ضریب آلفای کرونباخ این ابزار برابر با  0/862 بود که نشان‌دهنده پایایی قابل‌قبول ابزار می‌باشد.
جهت بررسی روایی سازه ابزار سلامت روان مثبت در نمونه موردبررسی از تکنیک تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد و نتایج نشان داد که ابزار موردبررسی از روایی قابل قبولی برخوردار می‌باشد (3/2=CMIN/DF و 0/945=GFI و 0/938=CFI و 0/061=RMSEA).
این ابزار از 14 گویه تشکیل شده است. در این ابزار از فرد درخواست می‌شود در طول ماه گذشته، هریک از احساسات مربوط به 14 گویه پرسش‌نامه را برحسب اینکه هرگز (1)، مواقع کمی (2)، برخی اوقات (3)، اکثر اوقات (4)، همیشه (5) اتفاق افتاده باشد، علامت‌گذاری کند. حداقل نمره آن (14) و حداکثر نمره (70) می‌باشد و کسب نمرات بالاتر، بیانگر سلامت روان مثبت بالاتر است. این ابزار شامل 3 گویه خوشحالی، علاقمندی به زندگی و رضایت جهت سنجش بعد بهزیستی عاطفی، 5 گویه مشارکت اجتماعی، یکپارچگی اجتماعی، شکوفایی اجتماعی، پذیرش اجتماعی و درک اجتماعی جهت سنجش بعد بهزیستی اجتماعی و 6 گویه پذیرش خود، سلطه بر محیط، روابط مثبت با دیگران، رشد شخصی، خودمختاری و هدفمندی در زندگی جهت سنجش بعد بهزیستی روانشناختی می‌باشد.

ابزارهای مناسب جهت سنجش مؤلفه‌های اجتماعی مؤثر بر سلامت روان مثبت
پرسش‌نامه سنجش وضعیت اقتصادی اجتماعی 

کوهن و همکاران این پرسش‌نامه را در سال 2008 تهیه کردند. در این پرسش‌نامه، وضعیت اقتصادی اجتماعی به دو صورت عینی و ادراکی مورد سنجش قرار گرفت. جهت سنجش وضعیت اقتصادی اجتماعی ادراکی از ابزار دیداری 11 حالته استفاده شد. در این پرسش‌نامه، پاسخگو می‌بایست باتوجه‌به وضعیت اشتغال، سطح تحصیلات و درآمد خود، یکی از وضعیت‌های (0) تا (10) را انتخاب کند [15].
جهت سنجش شاخص ترکیبی وضعیت اقتصادی اجتماعی به‌صورت عینی، از چک‌لیست طراحی‌شده که شامل متغیرهایی از قبیل سطح تحصیلات، وضعیت اشتغال و سرانه برحسب افراد خانوار ( از تقسیم سطح زیربنای محل سکونت براساس مترمربع بر تعداد افراد خانوار) بود، استفاده شد. براساس تکنیک تحلیل مؤلفه‌های اصلی (PCA)، متغیرهای نامبرده بر یک عامل بار شدند و این عامل 44 درصد (0/676=KMO) از واریانس کل را تبیین کرد. بعد از محاسبه نمره کل شاخص ترکیبی (نمره Z)، وضعیت اجتماعی اقتصادی عینی، به سه دسته پایین (چارک اول)، متوسط (بین چارک اول تا سوم) و بالا (بالاتر از چارک سوم) طبقه‌بندی شدند. 

پرسش‌نامه حمایت اجتماعی چند بعدی
این پرسش‌نامه که حاوی 12 سؤال در مقیاس لیکرت می‌باشد، حمایت اجتماعی کسب‌شده را در 3 بعد دوستان و آشنایان، خانواده و سایرین ارزیابی می‌کند. در سال 1988 زیمت و همکاران این پرسش‌نامه را به منظور سنجش حمایت ادراک‌شده تهیه کردند [16]. پاسخ‌ها در مقیاس 5 درجه‌ای لیکرت که از «کاملاً مخالفم» (نمره 1) شروع و به «کاملاً موافقم» (نمره 5) ختم می‌شود. حداقل نمره آن 12 و حداکثر نمره 60 می‌باشد. امتیاز 12-24 حمایت اجتماعی پایین و امتیاز 25-36 سطح حمایت اجتماعی متوسط و امتیاز بیش از 36 سطح حمایت اجتماعی بالا را نشان می‌دهد. پایایی پرسش‌نامه در مطالعات گوناگون با ضریب آلفای کرونباخ تا 0/86 درصد [17] و در این مطالعه  با ضریب آالفای کرونباخ 0/884 گزارش شده است.

پرسش‌نامه استرس ادراک‌شده
پرسش‌نامه استرس ادراک‌شده را کوهن و همکاران در سال 1983 تهیه کردند [18] و برای سنجش استرس عمومی درک‌شده در 1 ماه گذشته به کار می‌رود. افکار و احساسات درباره حوادث استرس‌زا، کنترل، غلبه، کنار آمدن با فشار روانی و استرس‌های تجربه‌شده را مورد سنجش قرار می‌دهد. همچنین این مقیاس، عوامل خطرزا در اختلالات رفتاری را بررسی می‌کند و فرآیند روابط تنش‌زا را نشان می‌دهد. پایایی این پرسش‌نامه در نسخه اصلی 0/78 بوده است [19].
 در این پژوهش از نسخه 10 ماده‌ای این پرسش‌نامه استفاده شد. آزمودنی باید پاسخ‌های خود را در 5 درجه‌ لیکرت که از «هرگز» (با نمره صفر) شروع شده و به «بسیاری از اوقات» (با نمره 4) ختم می‌شود مشخص کند. این نسخه شامل 4 عبارت مثبت و 6 عبارت منفی است. دامنه نمرات کسب‌شده در نسخه 10 عبارتی (0) تا (40) می‌باشد. عبارت‌های که مفهوم مثبت دارند (4، 5، 7، 8)، نمره‌بندی آن‌ها به‌صورت معکوس است. نمرات بالاتر نشان‌دهنده استرس درک‌شده بیشتر است. در مطالعات مختلف آلفای کرونباخ این پرسش‌نامه بین 0/7 تا 0/9 بوده است [20]. در پژوهش حاضر پایایی این ابزار با استفاده از آلفای کرونباخ 0/793 می‌باشد.

پرسش‌نامه بین‌المللی فعالیت بدنی
برای ارزیابی سطح فعالیت بدنی از پرسش‌نامه بین‌المللی فعالیت بدنی به‌عنوان یک ابزار سنجش بین‌المللی فعالیت بدنی، که در سال 1998 سازمان بهداشت جهانی و مرکز کنترل بیماری‌های این سازمان برای گروه سنی 15 تا 69 سال طراحی کرده است، استفاده شد. IPAQ یک پرسش‌نامه استاندارد 7 سؤالی برای اندازه‌گیری سطح فعالیت بدنی می‌باشد. در این پرسش‌نامه سؤال‌های اول و دوم مربوط به تعداد روزها و میزان انجام فعالیت بدنی شدید، سؤال‌های سوم و چهارم مربوط به تعداد روزها و میزان انجام فعالیت بدنی متوسط، سؤال‌های پنجم و ششم مربوط به تعداد روزها و میزان انجام فعالیت بدنی سبک و درنهایت سؤال هفتم مربوط به میزان نشستن آزمودنی‌ها در طول 7 روز اخیر می‌باشد. نسخه اصلی این پرسش‌نامه دارای ضریب پایایی 0/77 بوده و در مطالعات مختلف دارای ضرایب پایایی بین 0/66 تا 0/88 بوده است [2122]. 

پرسش‌نامه‌های امنیت شغلی نیسی و تنهورن 
در این مطالعه از دو پرسش‌نامه امنیت شغلی نیسی و تنهورن استفاده شد. 

پرسش‌نامه امنیت شغلی نیسی 
برای اولین بار در سال 1379 این پرسش‌نامه را نیسی و همکاران در ایران ساختند و مورد استفاده قرار گرفته است. این پرسش‌نامه جهت شاغلین در مؤسسات و سازمان‌ها (شاعلین سازمانی)، استفاده شده است. 
پرسش‌نامه امنیت شغلی نیسی شامل 30 سؤال 5 گزینه‌ای از کاملاً مخالفم تا کاملاً موافقم می‌باشد. هدف اصلی از طراحی این پرسش‌نامه شناسایی عوامل تهدیدکننده امنیت شغلی در محیط کار است. این پرسش‌نامه دارای 9 زیرمقیاس شامل تمرکز بر شغل، جابه‌جایی کمتر در شغل، انتخاب شغل مناسب، رضایت شغلی، رضایت اقتصادی، عاطفی بودن محیط کار، احساس آرامش، تعهد سازمانی و دفاع از سازمان می‌باشد. پایایی این پرسش‌نامه با آلفای کرونباخ 0/795 بوده [23] و در مطالعه حاضر، پایایی این پرسش‌نامه براساس آلفای کرونباخ برابر با 0/896 بوده است. 

پرسش‌نامه امنیت شغلی تنهورن
در سال 1988 تِنهورن و همکاران این پرسش‌نامه را طراحی کرده‌اند. از این پرسش‌نامه، جهت سنجش امنیت شغلی در سایر شاغلین مانند مشاغل خویش فرما و آزاد استفاده شده است. پاسخ‌های این پرسش‌نامه بر روی مقیاس لیکرت 5 درجه‌ای 1 (کاملاً مخالفم) تا 5 (کاملاً موافقم) مشخص می‌شوند. در این پژوهش از نسخه ترجمه‌شده آن استفاده شده است که ضرایب پایایی با استفاده از آلفای کرونباخ 0/70 و ضریب روایی آن را 0/44 (0/001>P) گزارش شده است [24]. در پژوهش حاضر ضریب پایایی این پرسش‌نامه به روش آلفای کرونباخ برابر با 0/793 به دست آمد که نشان‌دهنده پایایی قابل‌قبول ابزار می‌باشد. 

مقیاس دیداری رضایت شغلی
در این مطالعه جهت سنجش رضایت شغلی از سؤال‌های مربوط به بعد رضایت شغلی پرسش‌نامه امنیت شغلی نیسی و همکاران (3 سؤال) و مقیاس دیداری رضایت شغلی که 1 سؤال لیکرتی 11 حالته، از صفر (خیلی پایین) تا 10 (خیلی بالا) بوده، استفاده شد. پایایی بعد رضایت شغلی نیسی با آلفای کرونباخ 0/95 [23] و در مطالعه حاضر 0/896 بوده است. 

مقیاس دیداری استرس شغلی
مقیاس دیداری روش شناخته‌شده‌ای برای تعیین درد است که ابتدا توسط متخصصین بالینی مورد استفاده قرار گرفته و سپس توسط متخصصین طب کار جهت تعیین استرس شغلی به کار گرفته شد [25]. این ابزار، مقیاس دیداری می‌باشد که خطی به طول 10 سانتی‌متر است و دارای دو سر طیف کاملاً بدون استرس (0) و استرس شدید (10) می‌باشد. در این پرسش، پاسخگو می‌بایست براساس میزان استرس دریافتی از محیط کار خود، یکی از وضعیت‌های صفر تا 10 را انتخاب کند [26]. 

چک‌لیست بررسی وضعیت محله زندگی
جهت بررسی نقش شرایط محله زندگی بر سلامت روان مثبت، پس از مرور منابع و نشست تیم تحقیق، چک‌لیست بررسی وضعیت محله زندگی شامل 11 سؤال تهیه شد. در این چک‌لیست سؤالاتی درخصوص میزان رضایت از وضعیت ظاهری و دسترسی به تسهیلات و امکانات عمومی، فضای سبز محله، چگونگی ارتباط با همسایگان، میزان بروز رفتارهای پرخطر و امنیت محله با طیف لیکرتی 4 حالته اصلاً (1) تا زیاد (4) گنجانده شد. درنهایت جهت محاسبه شاخص ترکیبی شرایط محله زندگی، از تکنیک تحلیل مؤلفه‌های اصلی (PCA) استفاده شد. نتایج حاصل از تکنیک تحلیل مؤلفه‌های اصلی نشان داد که 7 سؤال اول یک عامل (فیزیکی) با درصد واریانس کل 50/1 درصد (0/810=KMO) و سؤالات 9 و10 یک عامل ( اجتماعی) با درصد واریانس کل 52/25 درصد (0/518=KMO) را تبیین کردند. 

استفاده از اینترنت
با استفاده از نظر متخصصین، استفاده از اینترنت از طریق سؤال بلی/خیر سنجش شد و در صورت بلی با سؤال‌های هفته‌ای چند روز و به‌طور متوسط هر روز چند ساعت دنبال شد. درنهایت میزان استفاده از اینترنت (به‌صورت ساعت) محاسبه و وارد مدل شد. برای این منظور میزان ساعت استفاده از اینترنت در هفته، از طریق ضرب تعداد روزهای هفته در ساعات استفاده از اینترنت در یک شبانه‌روز محاسبه شد.

پوشش بیمه 
در این مطالعه، با استفاده از نظر متخصصین چک‌لیست پوشش بیمه تدوین شد. این چک‌لیست دارای 4 گویه بوده و سؤال‌های آن درخصوص داشتن یا نداشتن بیمه، نوع بیمه جهت پوشش خدمات، نوع بیمه جهت بازنشستگی و میزان رضایت از خدمات بیمه تحت پوشش بود.
جهت آزمون مدل پژوهش از شیوه مدل‌سازی معادلات ساختاری استفاده شد. این شیوه، تعمیمی از رگرسیون معمولی است که در آن علاوه‌بر بیان آثار مستقیم و غیرمستقیم هریک از متغیرها بر متغیر وابسته، ارتباط بین متغیرهای پنهان و آشکار نیز بررسی می‌شود. بنابراین می‌توان با استفاده از نتایج به‌دست‌آمده تفسیر منطقی از روابط و همبستگی‌های مشاهده‌شده ارائه کرد. جهت تحلیل داده‌ها از نرم‌افزار SPSS نسخه 26 و AMOS نسخه 8/8 استفاده شد. جهت بررسی برازش مدل‌های مورد بررسی، از شاخص‌های آماری نیکویی برازش مدل با نقطه برش بالاتر از 0/9 استفاده شد. ریشه میانگین مربعات خطای برآورد 0/05 در نظر گرفته شد. 

یافته‌ها 
به‌طورکلی تعداد 607 پرسش‌نامه توسط بزرگسالان 30 تا 60 ساله ساکن در شهر تهران تکمیل شد که از این تعداد، 308 نفر زن (50/7 درصد) و 299 نفر مرد (49/3 درصد) با میانگین سنی 44/04 سال بودند. میانگین نمره کل سلامت روان مثبت 8/65±45/96 و درخصوص ابعاد بهزیستی عاطفی، بهزیستی اجتماعی و بهزیستی روان‌شناختی میانگین نمرات به‌ترتیب 2/54±9/8، 3/41±14/22 و 4/4±21/93  بود. مشخصات جمعیت‌شناختی نمونه‌های موردبررسی به تفکیک جنسیت در جدول شماره 1 ارائه شده است.


باتوجه‌به سطح معناداری 0/2≥P، از گروه تعیین‌کننده‌های ساختاری، متغیرهای طبقه اجتماعی، وضعیت اقتصادی اجتماعی ادراکی، وضعیت اقتصادی اجتماعی عینی، رده شغلی، سطح تحصیلات و سرانه سطح زیربنا وارد مدل شدند. تمامی تعیین‌کننده‌های بینابینی نیز معیار ورود به مدل (0/2≥P) را دارا بودند. 
جدول شماره 2 آمار توصیفی تعیین‌کننده‌های اجتماعی مؤثر بر سلامت روان مثبت را نشان می‌دهد. 


در تبیین مدل نهایی، رابطه بین طبقه اجتماعی، وضعیت اقتصادی اجتماعی ادراکی، سطح تحصیلات، رده شغلی و سرانه سطح زیربنا به‌عنوان متغیرهای ساختاری همراه با تعیین‌کننده‌های بینابینی بر سلامت روان مثبت با حذف روابط غیرمعنادار در مدل مورد بررسی قرار گرفت.
 باتوجه‌به نتایج مطالعه، 4 تعیین‌کننده بینابینی شامل استرس درک‌شده، رضایت شغلی، بیمه و حمایت اجتماعی تأثیر تعیین‌کننده‌های ساختاری بر سلامت روان مثبت را میانجیگری کرده است. در این میان، استرس درک‌شده تأثیر تمامی تعیین‌کننده‌های ساختاری مورد بررسی را بر سلامت روان مثبت میانجیگری کرده و رضایت شغلی نیز تأثیر تمام تعیین‌کننده‌ها به‌جز سطح تحصیلات را بر سلامت روان مثبت اعمال کرده است. پوشش بیمه تأثیر طبقه اجتماعی، وضعیت اقتصادی‌اجتماعی ادراکی و سطح تحصیلات را بر سلامت روان مثبت اعمال کرده و حمایت اجتماعی تنها اثر طبقه اجتماعی را منتقل کرده است.

باتوجه‌به مدل برازش‌یافته
رابطه سطح تحصیلات با هریک از متغیرهای استرس ادراک‌شده (0/03=P و 0/095=β) و بیمه (0/018=P و 0/114-=β) معنادار بود؛ به این معنا که افزایش سطح تحصیلات سبب افزایش استرس ادراک و کاهش سطح سلامت روان مثبت شده است. از سوی دیگر افراد تحصیلکرده نسبت به دیگران کمتر تحت پوشش بیمه بوده‌اند. 
رابطه بین رده شغلی با هریک از متغیرهای استرس ادراک‌شده (0/018=P و 0/095-=β) و رضایت شغلی (0/015=P و 0/113=β) معنادار بود؛ به این معنی که افراد با رده‌های شغلی بالاتر ، استرس کمتر و رضایت شغلی بیشتر داشته‌اند. 
رابطه بین سرانه سطح زیربنا با هریک از متغیرهای استرس ادراک‌شده (0/004=P و 0/122-=β) و رضایت شغلی (0/025=P و 0/110=β) معنادار بود. به این معنا که افزایش سرانه سطح زیر بنا با افزایش رضایت شغلی و کاهش استرس ادراک‌شده ارتباط داشته است. 
رابطه بین طبقه اجتماعی با هریک از متغیرهای استرس ادراک‌شده (0/001=P و 0/144-=β)، رضایت شغلی (0/027=P و 0/116=β)، حمایت اجتماعی (0/001>p و 0/218=β) و بیمه (0/001>P و 0/171=β) معنادار بود. به این معنا که افراد با طبقات اجتماعی بالاتر، از حمایت اجتماعی بیشتر برخوردار بودند، رضایت شغلی بیشتری و استرس درک‌شده کمتری داشتند. 
رابطه بین وضعیت اقتصادی-اجتماعی ادراکی با استرس ادراک‌شده (0/017=P و 0/109-=β)، رضایت شغلی (0/001>P و 0/176=β) و بیمه (0/018=P و 0/121=β) معنادار بود. درواقع افراد با وضعیت اقتصادی اجتماعی بالاتر از رضایت شغلی بیشتری برخوردار بودند و استرس کمتری را درک کردند. 
و درنهایت رابطه بین هریک از تعیین‌کننده‌های بینابینی حمایت اجتماعی (0/001>P و 0/232=β)، رضایت شغلی (0/001>P و 0/155=β)، استرس ادراک شده (0/001>P و 0/618-=β) و بیمه (0/001>P و 0/143=β) با سلامت روان مثبت معنادار بود.
به‌طورکلی باتوجه‌به متغیرهای واردشده به مدل اصلاح‌شده، حدود 53 درصد از تغییرات سلامت روان مثبت تبیین شد. مقادیر اثرات مستقیم و غیرمستقیم هریک از متغیرهای موردبررسی در این مدل در جدول شماره 3 ارائه شده است.


مقادیر ارائه‌شده در این جدول نشان می‌دهد که از بین تعیین‌کننده‌های موردبررسی، دو مؤلفه افزایش سطح تحصیلات و استرس درک‌شده سبب کاهش سطح سلامت روان مثبت شدند و سایر مؤلفه‌های موردبررسی اثر مثبت بر سلامت روان مثبت داشته‌اند.  
جدول شماره 4 ضرایب رگرسیون استاندارد و معناداری هر ضریب در بررسی رابطه بین تعیین‌کننده‌های اجتماعی سلامت روان مثبت را نشان می‌دهد.  




شاخص‌های آماری نیکویی برازش مدل شامل RMSEA ، NFI، CFI، GFI و CMIN/DF به‌ترتیب 0/054، 0/838، 0/888، 0/886 و 2/78 بود.  
تصویر شماره 2 رابطه بین تعیین‌کننده‌های اجتماعی سلامت روان مثبت بزرگسالان30 تا60 ساله شهر تهران با حذف روابط غیرمعنادار را نشان می‌دهد.


بحث 
تدارک یک مدل برای بررسی روابط تعیین‌کننده‌های اجتماعی سلامت روان مثبت، تنها و آخرین مدل نیست. حتی اگر یک مدل با داده‌های موجود برازش داشته باشد، همچنان مدل‌های بیشماری دیگری وجود دارد که می‌تواند با داده‌ها و نتایج این مطالعه، برازش یابند [27].
براساس یافته‌های حاصل از مدل، تعیین‌کننده‌های ساختاری طبقه اجتماعی، وضعیت اقتصادی اجتماعی ادراکی، سطح تحصیلات، رده شغلی و سرانه سطح زیربنا از طریق تعیین‌کننده‌های بینابینی استرس ادراک‌شده، رضایت شغلی، حمایت اجتماعی و بیمه بر سلامت روان مثبت تأثیرگذار هستند. در این بین طبقه اجتماعی دارای بیشترین تأثیر غیرمستقیم و مثبت با بالاترین ضریب بتا (0/181)، بر سلامت روان مثبت بوده است. افزایش این متغیر به‌طور غیرمستقیم از طریق کاهش استرس ادراک‌شده، افزایش رضایت شغلی، حمایت اجتماعی و رضایت از بیمه بر سلامت روان مثبت مؤثر می‌باشد. به نظر  می‌رسد افراد دارای طبقه اجتماعی بالاتر به‌دلیل داشتن امکانات بیشتر و استفاده از تسهیلات و فرصت‌های بهتر، استرس کمتری را درک می‌کنند و از طرفی به‌دلیل داشتن موقعیت‌های اجتماعی و اقتصادی بهتر، در جایگاه‌های بالاتر شغلی نیز قرار دارند و همچنین با داشتن شبکه‌های اجتماعی وسیع‌تر از حمایت بالاتر اجتماعی نیز برخوردار می‌باشند [18] و در ضمن تسهیلات و خدمات بیشتری را نیز از بیمه دریافت می‌کنند.
نظریه علیت اجتماعی در تبیین رابطه طبقه اجتماعی و سلامت روان به این نکته اشاره می‌کند که طبقه اجتماعی افراد و شرایط زندگی آن‌ها ( مانند فشارهای روانی شدید، شرایط کار نامناسب، عدم وجود کنترل بر محیط، سطح تحصیلات پایین و غیره)، موجب ایجاد اختلال و کاهش سطح سلامت روان می‌شود. درواقع، افراد متعلق به طبقات بالاتر اجتماعی به‌علت برخورداری از منابع ارزشمند و کمیابی نظیر قدرت، ثروت و احترام، بیشتر از همتایان خود در طبقات اجتماعی پایین‌تر در شبکه‌های اجتماعی عضویت داشته و مورد توجه قرار می‌گیرند. این امر می‌تواند در مواقع لزوم حمایت اجتماعی بیشتری را فراهم کند. بنابراین مواجهه با موقعیت‌های تنش‌زا کمتر و دریافت حمایت اجتماعی بیشتر می‌تواند سلامت روان مثبت آن‌ها را تضمین کند [28]. هراندی و همکاران نیز در مطالعه خود نشان دادند که طبقه اجتماعی به‌طور غیرمستقیم از طریق حمایت اجتماعی بر سلامت روان تأثیرگذار می‌باشد [29]. 
از سوی دیگر طبقه اجتماعی بر رضایت شغلی تأثیر بسیار دارد. بسیار از افرادی که در طبقات بالاتر اجتماعی جامعه قرار دارند به جهت داشتن موقعیت‌های مانند سطح تحصیلات بالاتر و شبکه‌های اجتماعی وسیع‌تر، امکان دستیابی به موقعیت‌های شغلی بهتر با شرایط مناسب شغلی را دارند. این افراد به جهت ارضای نیازهای روان‌شناختی خود، مشغول بوده و تمام وقت و انرژی خود را به منظور دستیابی به اهداف در شغل موردعلاقه صرف می‌کنند و به جهت مواجهه کمتر با شرایط تنش‌زای محیط شغلی و اجتماعی، فرصت بیشتری برای ارتقاء قابلیت‌های حرفه‌ای و اطلاعاتی خود دارند. این افراد به جهت دریافت حمایت اجتماعی (خصوصاً از جانب خانواده) و امکانات و منابع بیشتر، توانایی تغییر محیط و شرایط کاری را داشته که بر افزایش میزان رضایت شغلی آن‌ها تأثیر بسزایی دارد [30]. مانتانر معتقد است که شرایط روانی فرد بر رضایت شغلی و سلامت وی تأثیر بسزایی دارد. او ضمن اشاره به عدم دریافت حمایت اجتماعی و دور بودن از اعضای خانواده در شاغلین متعلق به طبقه اجتماعی پایین جامعه، عنوان می‌کند که دریافت حمایت عاطفی و ابزاری خصوصا از جانب اعضای خانواده، باعث ارتقاء سطح سلامت روانی فرد شاغل می‌شود [31].
متغیر وضعیت اقتصادی اجتماعی ادراکی در مقام دوم تأثیر غیرمستقیم بر سلامت روان مثبت قرار دارد. این متغیر به‌طور غیرمستقیم (0/114) از طریق تعیین‌کننده‌های بینابینی استرس ادراک‌شده، رضایت شغلی و بیمه بر سلامت روان مثبت تأثیرگذار می‌باشد. به نظر می‌رسد وضعیت اقتصادی‌اجتماعی بهتر با استرس ادراک‌شده کمتر و رضایت بیشتر شغلی و بیمه‌ای مرتبط است. 
براساس یافته‌های کمیسیون تعیین‌کننده‌های اجتماعی سازمان بهداشت جهانی، طبقه اجتماعی و وضعیت اقتصادی اجتماعی بالاتر به‌عنوان تعیین‌کننده ساختاری مسئول بسیاری از بی‌عدالتی‌های سلامت چه در داخل و یا بین کشورها می‌باشند [32]. وود وارد و همکاران وضعیت اجتماعی اقتصادی را متغیری جهت توصیف سلامت و بیماری فیزیکی و روانی برمی‌شمرند و معتقدند وضعیت اقتصادی اجتماعی اکثراً به‌صورت منفی تعریف شده و مواجهه‌های متفاوت استرس، خصوصاً همراه با منابع سازگاری نامناسب، می‌تواند توصیف مناسبی جهت نابرابری‌های ثابت در سلامت فیزیکی و روانی باشد [33].
سرانه سطح زیربنا که متأثر از درآمد می‌باشد نیز از طریق کاهش استرس ادراک‌شده و افزایش رضایت شغلی بر سلامت روان مثبت تأثیر غیرمستقیم و مثبت دارد. مرور منابع نیز بیانگر وجود این یافته در مطالعات مختلف می‌باشد [34، 35].
رده شغلی از دیگر تعیین‌کننده‌های ساختاری می‌باشد که دارای تأثیر غیرمستقیم و مثبت (0/08) بر سلامت روان مثبت بوده و از طریق کاهش استرس ادراک‌شده و افزایش رضایت شغلی عمل می‌کند. دیمورتل که معتقد بر تأثیر نابرابری‌های رده شغلی بر سلامت روان مثبت شاغلین می‌باشد، در مطالعه خود نشان داد مدیران در مقایسه با رده شغلی کارگران، از سلامت روان مثبت بالاتری به جهت حضور در محیط روانی اجتماعی بهتر و شرایط شغلی با کیفیت‌تر، برخوردار بودند [36].
ضعیف‌ترین تعیین‌کننده ساختاری سطح تحصیلات می‌باشد. بررسی مدل ساختاری تعیین‌کننده‌های اجتماع ساختاری با سلامت روان مثبت، بیانگر عدم تأثیر مستقیم این تعیین‌کننده بر سلامت روان مثبت بود. این تعیین‌کننده که دارای اثر غیرمستقیم و منفی (0/071-) بوده با افزایش استرس ادراک‌شده و کاهش رضایت از بیمه اثرات خود را اعمال می‌کند. به نظر می‌رسد افزایش سطح تحصیلات با آگاهی از نیازهای درک‌شده و توقع برطرف شدن آن‌ها، استرس بیشتری را ایجاد کرده و از طرفی این افراد معمولاً به‌دلیل تحصیلات بالاتر در موقعیت‌های استرس‌زا و پرمسئولیت بیشتری قرار می‌گیرند [37]. 
مرور یافته‌های حاصل از مدل بیانگر آن است که استرس ادراک‌شده به‌عنوان یک تعیین‌کننده بینابینی در مسیر تأثیر تمامی تعیین‌کننده‌های ساختاری قرار دارد و این امر بیانگر نقش مهم و کلیدی استرس در سلامت روان مثبت می‌باشد. 
در این مطالعه ، رابطه سایر متغیرهای بینابینی مانند استرس شغلی، فعالیت فیزیکی، استفاده از اینترنت، وضعیت محله زندگی، ساعات کار و امنیت شغلی با سلامت روان مثبت، غیرمعنادار (0/05 از محدودیت‌های این مطالعه، عدم امکان بررسی برخی تعیین‌کننده‌های ساختاری مانند قومیت، دین و بیکاری بر سلامت روان مثبت بوده است. در ضمن، در این مطالعه با وجود تعیین‌کننده بودن میزان درآمد، امکان پرسش مستقیم از میزان آن به‌دلیل عدم اعتماد به پاسخ های احتمالی وجود نداشت.

نتیجه گیری
مدل ساختاری پیشنهاد‌شده جهت نمایش مؤلفه‌های اجتماعی سلامت روان مثبت برگرفته از مدل سازمان بهداشت جهانی بوده و بیانگر آنست که  استرس درک‌شده به‌عنوان مهم‌ترین تعیین‌کننده بینابینی سبب انتقال تأثیر تعیین‌کننده‌های ساختاری  بر سلامت روان مثبت بزرگسالان ایرانی بوده است. همین‌طور استرس درک‌شده دارای بیشترین تأثیر مستقیم و منفی بر سلامت روان مثبت می‌باشد. حمایت اجتماعی، رضایت شغلی و بیمه به‌ترتیب دارای بیشترین اثرات مثبت و مستقیم بر سلامت روان مثبت بوده‌اند. بنابراین برنامه‌ریزی درخصوص اجرای مداخلات به منظور مدیریت بهینه استرس و استفاده از مکانیسم‌های سازگار مقابله با آن همراه با گسترش حمایت اجتماعی، تقویت بنیان خانواده و بهبود شرایط کار و پوشش بیمه همگانی بر ارتقاء سطح سلامت روان مثبت مؤثر خواهد بود. 

ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاق پژوهش

کلیه ملاحظات اخلاقی در این مطالعه رعایت شده و در کمیته اخلاق دانشگاه علوم توانبخشی و سلامت اجتماعی با شماره IR.USWR.REC.1396.204 تصویب شده است.

حامی مالی
این پژوهش هیچ‌گونه کمک مالی از سازمانی‌های دولتی، خصوصی و غیرانتفاعی دریافت نکرده است.

مشارکت نویسندگان
مفهوم‌سازی: منیر برادران افتخاری و آرش میراب‌زاده؛ روش‌شناسی: منیر برادران افتخاری و کتایون فلاحت؛ گردآوری اطلاعات: کتایون فلاحت؛ نگارش علمی: منیر برادران افتخاری.

تعارض منافع
بنابر اظهار نویسندگان، این مقاله تعارض منافع ندارد.

تشکر و قدردانی
از کلیه شرکت‌کنندگان که در تکمیل پرسش‌نامه مشارکت کرده‌اند و همین‌طور مدیریت پژوهش دانشگاه علوم توانبخشی و سلامت اجتماعی تشکر و قدردانی می‌ شود.  
 
References
1.Friedli L. Mental health, resilience and inequalities. Copenhagen: WHO Regional Office for Europe; 2009. [DOI:10.1016/S0924-9338(12)74077-4]
2.Kraiss J, Redelinghuys K, Weiss LA. The effects of psychological interventions on well-being measured with the mental health continuum: A meta-analysis. Journal of Happiness Studies. 2022; 23:3655-89. [DOI:10.1007/s10902-022-00545-y]
3.Gilmour H. Positive mental health and mental illness. Health Reports. 2014; 25(9):3-9. [PMID]
4.Nosratabadi M, Joshanloo M, Mohammadi F, Shahmohammadi K. [Are Iranian students flourishing? (Persian)]. Developmental Psychology. 2010; 7(25):83-94. [Link]
5.Fuller-Thomson E, Lung Y, West KJ, Keyes CLM, Baiden P. Suboptimal baseline mental health associated with 4-month premature all-cause mortality: Findings from 18 years of follow-up of the Canadian national population health survey. Journal of Psychosomatic Research. 2020; 136:110176 [DOI:10.1016/j.jpsychores.2020.110176] [PMID]   
6.Keyes CLM, Yao J, Hybels CF, Milstein G, Proeschold-Bell RJ. Are changes in positive mental health associated with increased likelihood of depression over a two year period? A test of the mental health promotion and protection hypotheses. Journal of Affective Disorders. 2020; 270:136-42. [DOI:10.1016/j.jad.2020.03.056] [PMID]
7.Solar O, Irwin A. A conceptual framework for action on the social determinants of health. WHO Document Production Services; 2010. [Link]
8.Owusu-Addo E, Renzaho AMN, Smith BJ. Cash transfers and the social determinants of health: A conceptual framework. Health Promotion International. 2019; 34(6):e106-18. [DOI:10.1093/heapro/day079] [PMID]
9.Kading ML, Hautala DS, Palombi LC, Aronson BD, Smith RC, Walls ML. Flourishing: American Indian positive mental health. Society and Mental Health. 2015; 5(3):203-17. [DOI:10.1177/2156869315570480] [PMID]   
10.Mokhayeri Y, Mahmoudi M, Haghdoost AA, Amini H, Asadi-Lari M, Holakouie Naieni K. How within-city socioeconomic disparities affect life expectancy? Results of urban heart in Tehran, Iran. Medical Journal of the Islamic Republic of Iran. 2014; 28:80. [PMID]
11.Munro, B.H., Statistical methods for health care research. Volume 1. Philadelphia: Lippincott Williams & Wilkins; 2005. [Link]
12.Falahat K, Mirabzadeh A, Eftekhari MB, Sajjadi H, Vameghi M, Harouni GG, et al. Social determinants of positive mental health in Iranian Society: A qualitative approach. International Journal of Preventive Medicine. 2019; 10:170. [DOI:10.4103/ijpvm.IJPVM_94_18] [PMID]   
13.Guetterman TC. Basics of statistics for primary care research: Family Medicine and community Health. 2019; 7(2):e000067. [PMID]
14.Joshanloo M, Wissing MP, Khumalo IP, Lamers SM. Measurement invariance of the Mental Health Continuum-Short Form (MHC-SF) across three cultural groups. Personality and Individual Differences. 2013; 55(7):755-9.  [DOI:10.1016/j.paid.2013.06.002]
15.Cohen S, Alper CM, Doyle WJ, Adler N, Treanor JJ, Turner RB. Objective and subjective socioeconomic status and susceptibility to the common cold. Health Psychology: Official Journal of the Division of Health Psychology, American Psychological Association. 2008; 27(2):268-74. [DOI:10.1037/0278-6133.27.2.268] [PMID]
16.Zimet GD, Powell SS, Farley GK, Werkman S, Berkoff KA. Psychometric characteristics of the Multidimensional Scale of Perceived Social Support. Journal of Personality Assessment. 1990; 55(3-4):610-7. [DOI:10.1080/00223891.1990.9674095] [PMID]
17.Bagherian-Sararoudi R, Hajian A, Ehsan HB, Sarafraz MR, Zimet GD. Psychometric properties of the Persian version of the Multidimensional Scale of Perceived Social Support in Iran. International Journal of Preventive Medicine. 2013; 4(11):1277-81. [PMID]
18.Cohen S, Kamarck T, Mermelstein R. A global measure of perceived stress. Journal of Health and Social Behavior. 1983; 24(4):385-96.  [DOI:10.2307/2136404] [PMID]
19.Cohen S, Kamarck T, Mermelstein R. Measuring stress: A guide for health Perceived Stress Scale. 1994. [Link]
20.Bastianon CD, Klein EM, Tibubos AN, Brähler E, Beutel ME, Petrowski K. Perceived Stress Scale (PSS-10) psychometric properties in migrants and native Germans. BMC Psychiatry. 2020; 20(1):450. [DOI:10.1186/s12888-020-02851-2] [PMID]   
21.Lee PH, Macfarlane DJ, Lam TH, Stewart SM. Validity of the International Physical Activity Questionnaire Short Form (IPAQ-SF): A systematic review. International Journal of Behavioral Nutrition and Physical Activity. 2011; 8:115. [DOI:10.1186/1479-5868-8-115] [PMID]   
22.Hazavehei SMM, Asadi Z, Hassanzadeh A, Shekarchizadeh P. [Comparing the effect of two methods of presenting physical education 2 course on the attitudes and practices of female students towards regular physical activity in Isfahan University of Medical Sciences (Persian)]. Iranian Journal of Medical Education. 2008; 8(1):121-31. [Link]
23.Ariamanesh M, Sadoughi M. [Investigating the intellectual capital and job security of employees and their role in reducing organizational evasion (Persian)]. Journal of Management and Sustainable Development Studies. 2023; 3(2):101-23. [DOI:10.30495/MSDS.2023.1983686.1135]
24.Zinovieva IL, Ten Horn LA, Roe RA.Work motivation under forced transition. (WORC Paper 93.01.001/6. Paper presented at: 6th European Congress on Work and Organizational Psychology. 14-17 April 1993; Alicante, Spain. [Link]
25.Lesage FX, Berjot S. Validity of occupational stress assessment using a visual analogue scale. Occupational Medicine (Oxford, England). 2011; 61(6):434-6. [DOI:10.1093/occmed/kqr037] [PMID]
26.Dutheil F, Pereira B, Moustafa F, Naughton G, Lesage FX, Lambert C. At-risk and intervention thresholds of occupational stress using a visual analogue scale. Plos One. 2017; 12(6):e0178948. [PMID]
27.Bruce N, Pope D, Stanistreet D. Quantitative methods for health research: A practical interactive guide to epidemiology and statistics. New Jersey: John Wiley & Sons; 2018. [DOI:10.1002/9781118665374]
28.Rubin M, Stuart R. Kill or cure? Different types of social class identification amplify and buffer the relation between social class and mental health. The Journal of Social Psychology. 2018; 158(2):236-51. [DOI:10.1080/00224545.2017.1327405] [PMID]
29.Harandi TF, Taghinasab MM, Nayeri TD. The correlation of social support with mental health: A meta-analysis. Electronic Physician. 2017; 9(9):5212-22. [DOI:10.19082/5212] [PMID]   
30.Descary G, Dupéré V, T Hebert S, Schoon I. Is academic agency relevant for the school-to-work transition of lower attainers? Evidence from Canada and England. Journal of Youth and Adolescence. 2023; 52(12):2509-25. [DOI:10.1007/s10964-023-01843-1] [PMID]
31.Muntaner C. Global precarious employment and health inequalities: Working conditions, social class, or precariat? Cad Saúde Pública. 2016; 32(6):e00162215. [DOI:10.1590/0102-311X00162215]
32.Donkin A, Goldblatt P, Allen J, Nathanson V, Marmot M. Global action on the social determinants of health. BMJ Global Health. 2017; 3(Suppl 1):e000603. [DOI:10.1136/bmjgh-2017-000603] [PMID]   
33.Woodward EN, Walsh JL, Senn TE, Carey MP. Positive social interaction offsets impact of low socioeconomic status on stress. Journal of the National Medical Association. 2018; 110(4):371-7. [DOI:10.1016/j.jnma.2017.07.006] [PMID]   
34.Judge TA, Weiss HM, Kammeyer-Mueller JD, Hulin CL. Job attitudes, job satisfaction, and job affect: A century of continuity and of change. Journal of Applied Psychology. 2017; 102(3):356-74. [DOI:10.1037/apl0000181] [PMID]
35.Ngirande H. Occupational stress, uncertainty and organizational commitment in higher education: Job satisfaction as a moderator. SA Journal of Human Resource Management. 2024; 19:a1376. [DOI:10.4102/sajhrm.v19i0.1376]
36.De Moortel D, Palència L, Artazcoz L, Borrell C, Vanroelen C. Neo-Marxian social class inequalities in the mental well-being of employed men and women: The role of European welfare regimes. Social Science & Medicine. 2015; 128:188-200. [DOI:10.1016/j.socscimed.2015.01.027] [PMID]
37.Banerjee N, Chatterjee I. Academic stress, suicidal ideation & mental well-being among 1st semester & 3rd semester medical, engineering & general stream students. Researchers World - International Refereed Social Sciences Journal. 2016; 7(3):73-80.  [DOI:10.18843/rwjasc/v7i3/09]

 
نوع مطالعه: پژوهشي اصيل | موضوع مقاله: روانپزشکی و روانشناسی
دریافت: 1402/7/24 | پذیرش: 1402/9/15 | انتشار: 1402/10/10

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