مقدمه
امروزه اختلالات روانی از مهم‌ترین علل مشکلات سلامتی جهان هستند و حتی با وجود توسعه داروهای روانپزشکی و گسترش برنامه‌های درمانی طی دو دهه‌ اخیر، افزایش هشداردهنده‌ای از خود نشان می‌دهند [1]. نزدیک به 970 میلیون نفر در سراسر دنیا از بیماری‌های روانی رنج می‌برند که 12 درصد از کل جمعیت جهان را تشکیل می‌دهد و در این میان، 75 درصد از این افراد در کشورهای با درآمد کم و متوسط زندگی می‌کنند [2، 3]. براساس گزارش سازمان جهانی بار بیماری‌ها در سال 2019، 7 مورد از 25 علت اصلی «سال‌های زندگی با ناتوانی» در سراسر جهان به اختلالات روانی مربوط می‌شود که افسردگی در میان آنان در ششمین رتبه قرار گرفته است [4]. همه‌گیری ویروس کرونا -ویروس جدید- چالش‌ها و استرس‌های بی‌سابقه‌ای را برای مردم سراسر جهان ایجاد کرد که ممکن است خطر ابتلا به افسردگی یا بدتر شدن آن را در برخی افراد افزایش دهد [5] و در صورت عدم پیشگیری یا درمان، می‌تواند عواقب جدی برای فرد و جامعه داشته باشد. افزایش هزینه‌های درمانی، کاهش عملکرد فردی و اجتماعی، کمتر شدن پایبندی به درمان و کاهش کیفیت زندگی، بخشی از پیامدهای این اختلال است [6، 7].  
بررسی شیوع افسردگی و عوامل مؤثر بر آن، گام نخست برای پیشگیری و بهبود وضعیت این اختلال در دوران همه‌گیری و پس از آن است. مطالعات اپیدمیولوژیک اختلالات روانپزشکی نقش مهمی در تعیین سلامت روان جمعیت، برنامه‌ریزی و سیاست‌گذاری برای ارائه خدمات دارند. یک مرور سیستماتیک درزمینه شیوع اختلال افسردگی اساسی در کشورهای مختلف دنیا و مقایسه آن با پیش از دوران همه‌گیری کووید-19 نشان داده است که شیوع این اختلال از 44/3 درصد به بیش از 25 درصد افزایش یافته است. همچنین برخی از کشورهای آسیایی، شیوع بالاتری از این اختلال (29/2 درصد) را تجربه کرده‌اند [8].
در ایران، مطالعات متعددی درزمینه شیوع اختلالات روانی انجام شده است. بخشی از آن‌ها به بررسی مرور نظام‌مند مطالعات شیوع‌شناسی در جمعیت استان‌های مختلف کشور پرداخته‌اند و بخش دیگر آن‌ها به بررسی مستقیم شیوع این اختلالات در سطح ملی پرداخته‌اند. نتایج یکی از این مطالعات مرور نظام‌مند، نشان داد شیوع افسردگی در ایران براساس مطالعات بررسی‌شده، 35 درصد است [9]. همچنین نتایج مرور نظام‌مند رفیعی و همکاران که به بررسی شیوع افسردگی و اضطراب 1 سال پس از همه‌گیری کووید-19 در کشورهای خاورمیانه پرداخت، حاکی از آن بود که برآورد شیوع نقطه‌ای افسردگی در ایران، 35 درصد است [10].
در میان مطالعاتی که به بررسی مستقیم شیوع اختلالات روانی در جمعیت بالای 15 سال در مناطق شهری و روستایی ایران پرداخته‌اند، مطالعه نوربالا و همکاران است که با استفاده از پرسش‌نامه سلامت عمومی (GHQ-28)، شیوع اختلالات روانی مشکوک را در یک نمونه 35014 نفری از افراد 15 ساله و بالاتر، 21 درصد (25/9 درصد زن و 14/9 درصد مرد) ارزیابی کرده‌اند [11]. مطالعه دیگری مانند مطالعه نوربالا و همکاران، چند سال بعد بر روی نمونه 36000 نفری بوده است. این مطالعه نشان داد 23/44 درصد از افراد به داشتن اختلال روانی مشکوک بودند [12] و در آخرین مطالعه‌ای که در سال 1399 بر روی نمونه 24584 نفری از افراد 15 ساله و بالاتر درزمینه بررسی شیوع‌شناسی اختلالات روانی در ایران، 1 سال پس ازآغاز شیوع کووید-19 انجام شد، 29/7 درصد (31/75 درصد زن و 26/64 درصد مرد) افراد به داشتن اختلال روانی مشکوک بودند و 25/24 درصد نیز دارای علائم افسردگی بودند که نشان از افزایش آمار شیوع اختلالات روانپزشکی نسبت به پیش از دوران همه‌گیری کووید-19 دارد. 
همچنین این آمار در افراد 25-44 سال، ساکنین شهر، بی‌سواد یا کم‌سواد، مطلقه و بیوه، بیکار یا ازکارافتاده بیشتر بود [13]. مطالعات دیگری نیز 1 سال پس از آغاز همه‌گیری ویروس کووید-19 در جمعیت عمومی ایران صورت گرفته و به‌دلیل شرایط همه‌گیری، عمدتاً به شیوه نظرسنجی آنلاین و غیرتصادفی بوده است که شیوع افسردگی را بین 33 تا 61 درصد نشان می‌دهد. طبق نتایج مطالعات پیش‌گفت شیوع افسردگی در افراد 21 تا 30 ساله، زنان، افراد مجرد، بیکار و دارای تحصیلات غیرآکادمیک، بالاتر از سایر گروه‌ها بوده است [14-20]. 
همان‌گونه که مقایسه نتایج پژوهش‌ها نشان می‌دهد، شیوع افسردگی پس از دوران همه‌گیری کووید-19 افزایش یافته و آمار کم‌ سابقه‌ای را از خود نشان می‌دهد و شواهد حاصل از بررسی‌های مرور نظام‌مند نیز تأییدکننده این موضوع هستند [21]. گذشته از آن، شیوع این اختلال تحت تأثیر عواملی ازقبیل سن، جنسیت، وضعیت تأهل، وضعیت اجتماعی-اقتصادی و غیره قرار دارد [22]. بررسی این‌گونه عوامل به شناسایی گروه‌هایی که در برابر چالش‌های سلامت روان در دوران پس از همه‌گیری کووید-19 آسیب‌پذیر هستند، کمک می‌کند [21]. همچنین مطالعه اثرات منفرد و گروهی آن‌ها بر افسردگی برای به دست آوردن درک دقیقی از نحوه تأثیر این متغیرها بر پیامدهای سلامت روان حیاتی است.
علی‌رغم انجام مطالعات متعدد در زمینه بررسی شیوع افسردگی [13-20]، این تحقیقات عمدتاً به 3 سال گذشته و دوران اوج همه‌گیری کرونا باز می‌گردند. اکنون با گذشت زمان و بازگشت به شرایط نسبتاً با ثبات، اطلاعاتی از وضعیت کنونی سلامت روان جامعه در دسترس نیست. این تغییرات نیاز به بررسی مجدد و به‌روزرسانی اطلاعات را دوچندان کرده است تا بتوان تصویری از وضعیت کنونی جامعه ارائه داد و به سیاست‌گذاران در طراحی مداخلات مؤثر برای بهبود سلامت روان کمک کرد.
بنابراین هدف اصلی این مطالعه، بررسی وضعیت افسردگی و عوامل جمعیت‌شناختی و اجتماعی-اقتصادی مؤثر بر آن در جامعه پس از پایان همه‌گیری کروناست. به‌علاوه، با مقایسه آمار شیوع افسردگی در این دوره با نتایج مطالعات پیشین، تغییرات ممکن در وضعیت افسردگی بررسی خواهد شد. این مقایسه ممکن است نقش شرایط استثنایی همه‌گیری کرونا در روند افسردگی را روشن‌تر کند.

روش
پژوهش حاضر ازنظر هدف بنیادی و از نوع توصیفی‌تحلیلی بود که در اسفند و فروردین سال 1402 انجام شد. جامعه آماری پژوهش براساس آخرین سرشماری نفوس و مسکن در سال 1395 از کلیه شهروندان ایرانی 15 سال و بالاتر، شامل 60733605 نفر بود [23]. حجم نمونه براساس فرمول کوکران و با درنظر گرفتن سطح اطمینان 95درصد، خطای حاشیه‌ای 0/02 و حداکثر احتمال ویژگی موردنظر در جامعه (0/5=P)، 2401 نفر محاسبه شد [24] که با درنظر گرفتن10 درصد ریزش نمونه و به‌منظور افزایش اعتبار بیرونی، 3018 نفر انتخاب شدند. 
نمونه‌گیری در این پژوهش با روش تصادفی طبقه‌ای نسبی در چند مرحله انجام شد. در مرحله نخست، سهم مناطق شهری و روستایی هر استان براساس آخرین سرشماری نفوس و مسکن 1395 تعیین شد. سپس، شهرهای هر استان به چهار گروه براساس جمعیت تقسیم شدند: 
گروه اول شامل شهرهایی با جمعیت بالای 1 میلیون نفر، 
گروه دوم شامل شهرهایی با جمعیت بین 500 هزار تا 1 میلیون نفر،
 گروه سوم شامل شهرهایی با جمعیت بین 100 تا 500 هزار نفر، 
 گروه چهارم شامل شهرهایی با جمعیت کمتر از 100 هزار نفر 
 گروه پنجم روستاها. 
بعد از تعیین سهم هر گروه، یک شهر به‌طور تصادفی از هر گروه انتخاب می‌شد. سپس با استفاده از شماره‌های تلفن ثابت که به‌صورت تصادفی و با نرم‌افزار توسط کامپیوتر تولید شده بودند، با خانوارهای هر گروه تماس گرفته می‌شد تا سهمیه‌ای که به آن‌ها اختصاص داده شده بود، به‌طور کاملاً تصادفی انتخاب شود. برای مناطق روستایی نیز به همین شیوه عمل شد. برای اطمینان از تصادفی بودن فرد موردمصاحبه در میان اعضای خانوار نیز افراد با الهام از روش کیش انتخاب می‌شدند. در این روش، پس از تماس با خانوار، از سرپرست خانوار خواسته می‌شود که تمام اعضای خانوار را براساس سن فهرست کند. سپس، مصاحبه‌گر به‌طور تصادفی یکی از اعضای فهرست‌شده را برای انجام مصاحبه انتخاب می‌کند. این فرایند تضمین می‌کند که هریک از اعضای خانوار شانس مساوی برای انتخاب شدن داشته باشد و نمونه‌گیری به‌طور واقعی تصادفی باشد.
گردآوری داده‌ها نیز با استفاده از مصاحبه تلفنی به کمک کامپیوتر (CATI) انجام شد. در این مرحله، مصاحبه‌گران سؤالات پرسش‌نامه را به‌صورت تلفنی از افراد منتخب پرسیدند و پاسخ‌ها به‌طور خودکار در سیستم ثبت می‌شد.
معیارهای ورود شامل سکونت در ایران، داشتن توانایی برقراری ارتباط کلامی برای پاسخگویی به سؤالات، قرارگرفتن در رده سنی 15 سال و بالاتر و رضایت آگاهانه برای شرکت در پژوهش بود. معیارهای خروج شامل عدم تمایل به ادامه مصاحبه و پاسخگویی ناقص به سؤالات می‌شد.
هدف اصلی هر مطالعه‌ای پیشرفت سلامت افراد باتوجه‌به حقوق انسانی آن‌ها است. بنابراین در این پژوهش نیز مبنای آغاز مصاحبه، رضایت کامل افراد برای همکاری، بدون ذکر نام و هویت آن‌ها بود و در ابتدای مصاحبه به افراد اطمینان داده شد که تمام اطلاعات اخذشده از آن‌ها محرمانه باقی خواهد ماند و محققان مسئول هرگونه افشاسازی اطلاعات هستند. همچنین تمام معیارهای رعایت اخلاق در پژوهش که همسو با بیانیه هلسینکی بود و در مطالعه حاضر موضوعیت داشت، رعایت شد.
از فراوانی، درصد و میانگین در نرم‌افزار  SPSSنسخه 21 برای توصیف داده‌ها، از آزمون تی ولچ و رگرسیون لجستیک برای بررسی فرضیه‌ها و از آزمون والد و نسبت احتمال با استفاده از بسته lm-test در نرم‌افزارR  به‌منظور پی بردن به اثر معنی‌دار مدل متغیرهای پیش‌بین بر متغیر ملاک، استفاده شد. همچنین در تمام موارد، سطح معنی‌داری آزمون 0/05 درنظر گرفته شد.

چک‌لیست اطلاعات جمعیت‌شناختی
 جهت بررسی مشخصات فردی شرکت‌کنندگان از اطلاعاتی نظیر جنسیت، سن، محل سکونت (شهرهای بزرگ با جمعیت بالاتر از 1 میلیون نفر، شهرهای کوچک با جمعیت کمتر از 1 میلیون نفر و روستاها)، وضعیت سکونت (مستأجر یا صاحبخانه)، وضعیت تأهل (مجرد، متأهل، مطلقه و بیوه)، تحصیلات (ابتدایی و پایین‌تر، راهنمایی و متوسطه و تحصیلات دانشگاهی)، وضعیت اشتغال (شاغل، بازنشسته، خانه‌دار، محصل و بیکار)، درآمد (کمتر از 4 میلیون، 4 تا 6 میلیون، 6 تا 8 میلیون، 8 تا 10 میلیون، 10 میلیون و بالاتر) استفاده شد.

پرسش‌نامه سلامت بیمار- 2 آیتمی (PHQ-2)
 این پرسش‌نامه که کرونک و همکاران در سال 2003 طراحی کرده‌اند، برای تشخیص اولیه و نظارت افسردگی استفاده می‌شود و از 2 گزاره که فراوانی خلق افسرده و بی‌لذتی در 2 هفته گذشته را مورد بررسی قرار می‌دهد، تشکیل شده است [25]. این پرسش‌نامه، نوعی ابزار خودسنجی است که در آن فراوانی نشانه‌های افسردگی در مدت 2 هفته، در یک طیف 4 درجه‌ای لیکرت از اصلاً (0) تا تقریباً هرروز (3)، نمره‌گذاری می‌شود. مجموع نمره 2 گویه، نمره نهایی را تشکیل می‌دهد که از نمره (0) تا (6) متغیر بوده و نمرات بالاتر نشان‌دهنده شدت افسردگی بیشتر است. مانیا و همکاران [26] در مرور سیستماتیک خود نشان دادند ابزار یادشده دارای روایی و پایایی مناسب برای سنجش افسردگی بوده و حساسیت و ویژگی این پرسش‌نامه در نمره برش 2 به‌ترتیب، 91 و 70 بوده و در نمره برش 3 به‌ترتیب 76 و 87 است.
 همچنین لی و همکاران [27] با اشاره به مصاحبه بالینی ساختاریافته برای راهنمای تشخیصی و آماری اختلال‌های روانی-نسخه چهارم گزارش کردند که این ابزار دارای حساسیت 100، ویژگی 77 و ناحیه زیرمنحنی 0/88 برای تشخیص افسردگی در بیماران است. در ایران نیز ویژگی‌های روانسنجی این ابزار بررسی شده است. پژوهش دادفر و لستر، حاکی از روایی همگرای 69/0 این پرسش‌نامه با ابزارهای استاندارد سنجش افسردگی ازجمله پرسش‌نامه بک و ضریب پایایی 0/74 با روش آلفای کرونباخ بود [28]. همچنین قاضی‌سعیدی و همکاران، همسانی درونی این پرسش‌نامه به شیوه آلفای کرونباخ را 0/73 گزارش کردند [29]. 
یافته‌ها برای تعیین نقطه برش دقیق این ابزار متعدد است، درحالی‌که یک مطالعه مرور نظام‌مند درنظرگرفتن نقطه برش 3 را پیشنهاد می‌کند [30]، مطالعه مرور نظام‌مند دیگری، نقطه برش 2 [26] و پژوهشی دیگر، نقطه‌ای میان عدد 3 و 4 را بهترین نقطه برش برای گزارش افسردگی در‌نظر می‌گیرد [31]. به همین دلیل و باتوجه‌به اینکه یک رویکرد نقطه برش برای تشخیص افسردگی در افراد ممکن است به احتمال بیشتر موارد کاذب مثبت یا منفی، در این پرسش‌نامه منجر شود [32]، از شیوه محاسبه احتمال مشروط افسردگی نیز استفاده شد. همچنین پایایی این پرسش‌نامه به روش آلفای کرونباخ 0/65 به دست آمد. در شیوه محاسبه احتمال مشروط افسردگی به‌جای استفاده از یک نقطه برش معین که با در نظر گرفتن ویژگی و حساسیت  محاسبه شده و به بیش‏برآورد شیوع در جامعه هدف منجر می‌شود [32]، از نسبت درست‏نمایی استفاده می‌شود که برای تعیین دقت یک تست می‌تواند بهتر از ویژگی و حساسیت عمل کند، چراکه به میزان شیوع در جامعه موردمطالعه حساسیت کمتری دارد [33]. همچنین، استفاده از نقطه برش به از دست دادن اطلاعات منجر می‏شود؛ به‌گونه‌ای‌که افرادی که پایین‌تر از نقطه برش قرار می‌گیرند و تستشان منفی است، در احتمال سالم بودن مشابه هم نیستند و افرادی که بالاتر از نقطه برش، واقع شده‌اند و تستشان مثبت شده در احتمال بیمار بودن با یکدیگر تفاوت دارند [34].
به‌طور نمونه، در میان مطالعاتی که به بررسی مشخصات روانسنجی و نقطه برش بهینه این ابزار می‌پردازند؛ در مطالعه آرول و همکاران، 24 درصد از کسانی که مقدار تست PHQ-2 شان 3 شده بود، واقعاً افسرده بودند و این درصد در کسانی که مقدار تست‌شان 4 یا بیشتر بود، 42 درصد بود [35]؛ درحالی‌که براساس رویکرد نقطه برش بهینه (نقطه 3 و بالاتر) تمام افراد بالاتر از این نقطه دارای احتمال یکسان برای افسرده بودن درنظر گرفته می‌شوند. همچنین 0/5 درصد از کسانی که تستشان صفر شده بود واقعاً افسرده بودند و 10/5 درصد از کسانی که تستشان 2 شده بود، واقعاً افسرده بودند. این در حالی است که هم برای مقدار (2) و هم برای مقدار (0) نتیجه‏ تست منفی است و افراد مذکور غیرافسرده درنظر گرفته می‌شوند.
زمانی که ارزش اخباری برای نمرات و نقاط برش مختلف تست، دارای اختلاف بالایی است، تفسیر نتایج آن به‌صورت چند حالته، دقت برآورد را افزایش می‌دهد. این کار معمولاً با محاسبه نسبت درست‏نمایی برای مقادیر مختلف تست یا بازه‏های مختلف نتیجه‏ تست در تست‏های پیوسته، انجام می‌شود [36]. به این مقادیر نسبت درست‏نمایی بازه‏ای نیز گفته می‏شود که مانند ویژگی و حساسیت، نسبت درست‏نمایی نیز خروجی مطالعاتی است که از نمونه پژوهشی خود، هم پرسش‌نامه موردنظر را تست کرده و هم وضعیت واقعی بیماری هر فرد را با استفاده از ابزار استاندارد طلایی، مشخص کرده‏اند.
مانیا و همکاران [26] تمام مطالعاتی که برای یک نمونه وضعیت افسردگی را هم با شاخص PHQ-2 سنجیده و هم توسط یک ابزار استاندارد طلایی (عمدتاً مصاحبه بالینی) سنجیده‏اند و در نتایج، ویژگی و حساسیت این شاخص را برای حداقل دو مقدار برش 2 و 3 گزارش کرده‏اند، جمع‏آوری کرده و مورد مطالعه قرار داده است. 
از 21 مطالعه‏ای که در مقاله مانیا و همکاران [26] مورد بررسی قرار گرفته‏اند، 8 مورد مقدار ویژگی و حساسیت را برای تمام مقادیر PHQ-2 گزارش کرده‏اند. از این 8 مطالعه 4 مورد بر روی سالمندان انجام شده و میانگین سنی نمونه موردمطالعه بین 71 تا 78 سال بود و انحراف‌معیار سن افراد نمونه نیز کمتر از 10 سال بود. 4 مطالعه‏ دیگر میانگین سنی 42 تا 51 سال داشتند و تنوع سنی بالایی نیز در این نمونه‏ها وجود داشته است. در دو مطالعه انحراف‌معیار 14 و 17 سال بود و در دو مطالعه دیگر محدوده سنی به‌ترتیب، بین 17 تا 99 و 18 تا 78 سال بوده است. بنابراین، این چهار مورد تنها مطالعاتی هستند که مقدار ویژگی و حساسیت را برای تمام مقادیر PHQ-2 گزارش کرده‏اند و ازنظر حجم نمونه و پراکندگی سنی، توزیع مناسبی داشته‏ اند. 
برای این چهار مطالعه نسبت درست‏نمایی بازه‌ای برای مقادیر صفر تا 3 و همین‏طور حالت 4 یا بیشتر، از شاخص PHQ-2، براساس روشی که در نیومن و کوهن [36] پیشنهاد شده، در جدول شماره 1 محاسبه شده است. نسبت درست‌نمایی گزارش‌شده در این جدول با نسبت درست‏نمایی نقاط برش که با پیش‌فرض دو حالته فرض کردن تست، حالت مثبت و حالت منفی محاسبه می‏شود، متفاوت است و به‌طورمثال، نسبت درست‌نمایی برای خود مقدار 3 است، نه 3 و بیشتر. 



یافته‌ها
درمجموع با 3018 نفر مصاحبه صورت گرفت. 126 مورد از مصاحبه‌ها به‌دلیل ناقص بودن 1 یا هر 2 سؤال شاخص PHQ-2 یا یکی دیگر از سؤالات متغیرهای جدول شماره 2، کنار گذاشته شد و تجزیه‌وتحلیل نشد. بنابراین، نتایج گزارش‌شده شامل 2892 نمونه بود. میانگین سنی این افراد 43/6 سال، با انحراف‌معیار 16/9 سال (42/6 برای زنان و 44/7 برای مردان) بود.



براساس نمره برش 3، در این مطالعه، 1218 نفر (42/1) از نمونه، علائم افسردگی بالینی معنی‌دار داشتند، درحالی‌که 1674 نفر (57/9) افسردگی نداشتند. 
برای محاسبه شیوع در شیوه احتمال مشروط افسردگی نیز بدین طریق عمل شد که اگر احتمال پیشین افسردگی در ایران از مطالعه نوربالا و همکاران که آخرین تخمین موجود از شیوع افسردگی و سایر اختلالات روانی در سطح ملی است [13]، برابر با 0/27 فرض شود، بخت پیشین افسردگی 0/37 به دست خواهد آمد. با داشتن بخت پیشین و نسبت درست‏نمایی برای هر یک از مقادیر شاخص PHQ-2 در هر کدام از چهار مطالعه مرجع که در جدول شماره 1 نشان داده شده‏اند، احتمال واقعاً افسرده بودن برای افراد بالای 15 سال ساکن ایران (با درنظر گرفتن احتمال پیشین افسردگی براساس مطالعه نوربالا و همکاران [13] به تفکیک مقادیر شاخص PHQ-2 به دست خواهد آمد. این مقادیر در جدول شماره 3 نشان داده شده است. در ستون آخر این جدول نیز براساس میزان فراوانی هر مقدار شاخص PHQ-2 احتمال افسردگی در جامعه بالای 15 سال کشور، به تفکیک مطالعه‏مبنا آمده است. 



به‌بیان‌دیگر، میزان شیوع پایه برابر احتمال افسرده بودن فردی است که به‌صورت تصادفی از جامعه انتخاب شده است [37]. بنابراین اگر احتمال پیشین افسردگی در جامعه بالای 15 سال کشور، براساس مطالعه نوربالا 27 درصد فرض شود و این میزان شیوع براساس نتایج شاخص PHQ-2 به‏هنگام شود، بسته به اینکه نسبت درست‏نمایی تست PHQ-2 از چه مطالعه‏ای انتخاب می‏شود، شیوع بین 26/7 تا 44/2 متغیر خواهد بود. علت، قابل‌توجه بودن بازه‏ برآورد، ارزش اخباری شاخص PHQ-2 است که در مقایسه با شاخص‏های دیگر افسردگی که تعداد سؤالات بیشتری دارند، پایین‏تر است. 
استفاده از نقطه برش برای تخمین میزان شیوع افسردگی در جامعه، به‌طور نمونه با نقطه برش 3، کاملاً مشابه این روش است. با این تفاوت که نسبت درست‏نمایی برای مقادیر PHQ-2 صفر تا 2، صفر در نظر گرفته شده و برای مقادیر 3 و بیشتر بی‏نهایت یا یک عدد خیلی بزرگ. به این معنی که در این حالت هر فردی که نمره‌اش (0، 1 یا 2) است، غیرافسرده و فردی که نمره‌اش 3 یا بیشتر است، افسرده شمرده خواهد شد، درحالی‌که براساس اعداد نشان داده شد در جدول شماره 4 این فرض با واقعیت فاصله قابل‌توجهی دارد. 



در ادامه، برای بررسی تفاوت‌های معنی‌دار آماری در شیوع افسردگی، برای هر کدام از متغیرهای جنس، تحصیلات، سن، محل سکونت، تأهل، درآمد و وضعیت سکونت یک وضعیت مرجع در نظر گرفته شد و سایر وضعیت‏های آن متغیر با حالت مرجع با استفاده از آزمون تی ولچ مقایسه شد. درصد شیوع برای هرکدام از این وضعیت‌ها نیز گزارش شده است. 
باتوجه‌به ویژگی‌های جمعیت‌شناختی، استفاده از آزمون تی ولچ نشان داد، با درنظر گرفتن نقطه برش 3 برای افسردگی، بین مردان و زنان تفاوت معنی‌داری وجود دارد و میانگین نمره افسردگی آنان به‌ترتیب 1/71±2/52 و 1/83±2/25 بود.
براساس یافته‌های جدول شماره 2، زمانی که متغیر دیگری کنترل‌نشده و «متأهل» حالت مرجع درنظر گرفته شود، شیوع افسردگی در افراد مجرد، مطلقه و بیوه بالاتر است که هر سه مقدار، ازنظر آماری معنی‌دار هستند. 
از نظر تحصیلات، بین شیوع افسردگی در افرادی با تحصیلات راهنمایی-متوسطه و افراد دارای تحصیلات ابتدایی و کمتر تفاوت معنی‌داری وجود ندارد اما شیوع افسردگی در افرادی با تحصیلات دانشگاهی به‌صورت معنی‌داری کمتر از این مقدار برای افراد بی‏سواد و کم‏سواد است. 
در بین 5 وضعیت شاغل، بازنشسته، خانه‏دار، محصل و بیکار زمانی که شاغل، حالت مرجع در نظر گرفته شود؛ شیوع افسردگی در بازنشسته‏ها و محصلین تفاوت معنی‌داری با شاغلین ندارد؛ اما در افراد خانه‌دار و بیکار بالاتر است و این دو مقدار ازنظر آماری معنی‌دار هستند. 
در متغیرهای مرتبط با وضعیت اقتصادی، شیوع افسردگی در صاحب‏خانه‏ها کمتر از این مقدار برای مستأجرها است و این اختلاف از نظر آماری معنی‌دار است. همچنین شیوع افسردگی در گروه درآمدی 4 تا 6 میلیون تومان در ماه، با گروه درآمدی کمتر از 4 میلیون تومان در ماه (حالت مرجع) تفاوت معنی‌داری ندارد. در گروه‌های درآمدی 6 تا 8 میلیون تومان در ماه، 8 تا 10 میلیون تومان و بالای 10 میلیون تومان در ماه، شیوع افسردگی کمتر از گروه درآمدی کمتر از 4 میلیون تومان در ماه است و این تفاوت ازنظر آماری معنی‌دار است. 
بین دسته‏بندی‏های حاصل از متغیرهای سن و محل سکونت (شهرهای کوچک، بزرگ و روستاها)، وقتی متغیر دیگری کنترل نشود، تفاوت معنی‌داری مشاهده نشده است. 
در گام بعدی، رگرسیون لجستیک چندمتغیره انجام شد که در آن افسردگی (3≤PHQ-2) به‌عنوان ملاک و متغیرهای جمعیت‌شناختی به‌عنوان پیش‌بین فرض شدند. نتایج نشان داد با کنترل اثر سایر متغیرها، بین وضعیت سکونت، مجرد، بیوه و مطلقه بودن، تحصیلات دانشگاهی، بیکاری، گروه سنی 25 تا40 سال و افسردگی رابطه وجود دارد، به‌گونه‌ای‌که افراد با گروه سنی 25 تا40 سال نسبت به گروه سنی 15 تا 25 سال، افراد بیکار در مقایسه با افراد شاغل، افراد مجرد، بیوه و مطلقه در مقایسه با افراد متأهل به‌ترتیب 39، 50، 51، 50 و 67 بخت بالاتری برای ابتلا به افسردگی دارند. درمقابل افراد صاحبخانه در مقایسه با مستأجر افراد دارای تحصیلات دانشگاهی درمقایسه با افراد با سطح تحصیلی ابتدایی یا کمتر، به‌ترتیب 26 و 35 بخت کمتری برای ابتلا به افسردگی دارند.
برای ارزیابی مدل فوق به توصیه پنگ و همکاران [38] از از دو شاخص آزمون نسبت احتمال و آزمون والد استفاده شد [38]. برای این دو آزمون مقدار خی‏دو به‌ترتیب برابر با 89/54 و 85/70 بود. دو شاخص آزمون نسبت احتمال و آزمون والد استفاده شد. برای این دو آزمون مقدار خی‏دو به‌ترتیب برابر با 89/54 و 850/70 بود. درجه آزادی در هر دو حالت برابر با 20 و ارزش P به‌ترتیب برابر با 11 - e 8/9 و 10 - e 4/1 به دست آمد. بنابراین مدل با پیش‌بینی‌کننده‌های موردنظر به‌طور قابل‌توجهی بهتر از مدلی بدون آن پیش‌بینی‌کننده‌ها با داده‌ها مطابقت دارد. 

بحث 
هدف اصلی پژوهش حاضر، بررسی وضعیت افسردگی در دوران پساکرونا و ارتباط عوامل جمعیت‌شناختی و اجتماعی-اقتصادی با آن در ایران بود. نتایج پژوهش نشان داد با درنظر گرفتن نقطه برش 3 برای ابزار PHQ-2 در غربالگری افسردگی، 42 درصد از افراد مشکوک به داشتن درجاتی از اختلال افسردگی اساسی هستند. همچنین براساس شیوه جایگزین نقطه برش (توضیحات و جزئیات مرتبط با این شیوه در بخش روش آورده شده است)، آمار شیوع افسردگی بین 26 تا 44 درصد بسته به نوع مطالعه‌ مبنا، متغیر خواهد بود. باید توجه داشت آمار گزارش‌شده براساس نقطه برش 3 در شاخص PHQ-2 در مطالعه حاضر برای شیوع افسردگی، ممکن است با بیش‌برآورد فراوانی افراد افسرده در جمعیت عمومی (افزایش تعداد موارد کاذب مثبت) همراه شده باشد، چراکه این پرسش‌نامه یک ابزار غربالگری اولیه برای افسردگی به شمار می‌رود و استفاده از نقطه برش 3 برای گزارش شیوع، به‌دلیل سؤالات محدود این پرسش‌نامه و درنتیجه ارزش اخباری مثبت نسبتاً پایین این نقطه دلیل بخشی از این مسئله است [32].
شیوع افسردگی در مطالعات متعدد صورت‌گرفته در ایران براساس پرسش‌نامه‌های خودگزارش‌دهی پیش از آغاز همه‌گیری کووید-19 بین 15 تا 23 درصد [11، 12] و در طول همه‌گیری آن 26 تا 61 درصد برآورد شده است [13-19]. نتایج مرور نظام‌مند تهان و همکاران [9] پیش از آغاز همه‌گیری کووید-19 در ایران نیز حاکی از برآورد شیوع 35 درصدی افسردگی در جمعیت عمومی است. پژوهشی درزمینه شیوع افسردگی در ایران یا سایر کشورهای دنیا پس از پایان همه‌گیری کرونا نیز تاکنون انتشار نیافته است. 
در میان مطالعات انجام‌شده در بازه زمانی 6 ماه تا 1 سال پس از آغاز همه‌گیری کووید-19، پژوهش نوربالا و همکاران [13] با شیوه نمونه‌گیری تصادفی و معرف جمعیت عمومی، با استفاده از پرسش‌نامه GHQ-28، از نظر روش‌شناختی دقت بیشتری نسبت به سایر مطالعات داشته است و به برآورد شیوع 26 درصدی افسردگی در ایران اشاره می‌کند. درمقابل، مطالعه اکبرپور و همکاران [19] که از پرسش‌نامه PHQ-2 استفاده کردند، بیانگر برآورد شیوع 61 درصدی افسردگی در جمعیت عمومی است و از حیث ابزار مورداستفاده با تحقیق حاضر شباهت بیشتری دارد. باتوجه‌به ملاحظاتی که پیش‌تر درباره پرسش‌نامه PHQ-2 بیان شد و همچنین با تأکید بر اهمیت یکسانی ابزارها و نقطه برش آن‌ها برای مقایسه نتایج [10، 39]، پژوهش اکبرپور و همکاران [19] مبنا قرار گرفت که نشان از کاهش 20 درصدی شیوع افسردگی در دوران پس از پایان همه‌گیری کووید-19 نسبت به 6 ماهه‌ اول همه‌گیری آن دارد. پژوهش پاشا و همکاران [14] در ایران نیز که حاکی از برآورد 62 درصدی شیوع افسردگی در دوران همه‌گیری کووید-19 بود، تأییدکننده کاهش این روند است. اگرچه به‌دلیل برخی تفاوت‌های روش‌شناختی (نحوه انتخاب و تعداد اعضای نمونه) میان مطالعات یادشده و مطالعه حاضر، این تغییر قطعی نیست. 
با وجود اینکه نتیجه مذکور درزمینه کاهش یا افزایش افسردگی بعد از اتمام همه‏گیری کووید-19، اطمینان‌بخش نیست اما برخی مطالعات نیز به کاهشی بودن این روند اشاره دارند. به‌طور نمونه مطالعات نوربالا و همکاران [13]، شاستر و همکاران [40]، فن‌کورت و همکاران [41] و بورمیسترووا و همکاران [42] که در زمینه بررسی تغییرات افسردگی و اضطراب چند ماه پس از آغاز همه‌گیری بود، نشان داد شیوع افسردگی کاهش یافته است. همچنین کاهش شیوع افسردگی پس از پایان همه‌گیری کووید-19 با کاهش شیوع اختلالات روانی چند ماه پس از موارد مشابه همه‌گیری، مانند همه‌گیری ویروس مرس در برخی کشورهای دنیا در سال‌های قبل مطابقت دارد [43].
در تبیین این موضوع می‌توان گفت عمده مطالعات مربوط به همه‌گیری کووید-19 و افسردگی در ایران، 1 سال پس از آغاز همه‌گیری در شرایطی که تعداد مرگ‌ومیر و فاصله‌گذاری اجتماعی در سطح بالایی قرار داشت، صورت گرفت. در چنین شرایط بی‌سابقه‌ای، افراد از حفظ ارتباط با دوستان و اطرافیان خود منع می‌شوند، روال روزانه‌شان به‌طور چشمگیری تغییر می‌کند و فعالیت‌های کاری‌شان به تغییر نیاز دارد [44]. علاوه‌براین، با بسته شدن یا محدودیت فعالیت‌های تجاری، افرادی بسیاری با خطر افزایش مشکلات اقتصادی مواجه می‌شوند [45]. این عوامل همراه با عدم اطمینان، پریشانی و ترس مربوط به پیشرفت بیماری احتمالاً بار روانی را افزایش می‌دهند و موجب ظهور علائم بیماری افسردگی می‌شوند [44] که به‌تدریج با گذر زمان و برطرف شدن محدودیت‌های یادشده و تطابق یافتن افراد با شرایط جدید با کاهش در آمار افسردگی همراه شده است.
همچنین در مقایسه با نتایج پژوهش‌های مربوط به تخمین شیوع افسردگی در دوران پیش از شیوع کووید-19 [11، 12] و برآورد شیوع 35 درصدی افسردگی در مطالعه مرور نظام‌مند تهان و همکاران پیش از همه‌گیری کووید-19 در ایران، نتایج حاضر حاکی از افزایش نسبی شیوع افسردگی است [9]. نتایج مطالعات پیشین نیز تأییدکننده این موضوع بوده و بیانگر روند صعودی افسردگی در ایران و سایر کشورهای دنیا است [13، 46]. برای حصول اطمینان از این روند در ایران، نیاز به اجرای مطالعات طولی، یا مقطعی با ویژگی‌های روش‌شناختی و ابزار سنجش مشابه توسط سایر پژوهشگران وجود دارد.
از دیگر نتایج پژوهش حاضر، شیوع بالاتر افسردگی در زنان بود که در نتایج مطالعات پیشین نیز تکرار شده است [10]. بااین‌حال، پس از بررسی دقیق تأثیر سایر متغیرها در تحلیل رگرسیون لجستیک، ارتباط بین جنسیت و افسردگی ازنظر آماری معنی‌دار نشد. این پدیده نشان می‌دهد تفاوت مشاهده‌شده در میزان افسردگی بین مردان و زنان در نمونه، فارغ از تأثیر جنسیت، ممکن است به تأثیر سایر متغیرهای کمکی موجود در تجزیه‌وتحلیل مربوط باشد و علت احتمالی می‏تواند حضور متغیر «بیوه بودن» در زنان باشد که اثر معنی‌داری در افزایش ابتلا به افسردگی دارد و در مردها به‌ندرت اتفاق می‏افتد. علت احتمالی بعدی حضور متغیر 5 حالته‏ شغل در مدل لجستیک است. حالت‏های این متغیر با متغیر جنسیت همبستگی دارند که درنتیجه می‏توانند در مشاهده اثر متغیر جنسیت تداخل ایجاد کنند.
 به‌طور مشخص حالت‏های شاغل بودن (0/43-=r) خانه‏دار بودن (0/65=r) و بازنشسته بودن (0/27-=r) با متغیر جنسیت ارتباط معنی‌دار داشته‏اند و علت از بین رفتن معنی‌داری متغیر جنسیت در تحلیل چندمتغیره، حضور این عوامل بوده است. بنابراین در نمونه فعلی با اغماض می‏توان گفت زن بودن لزوماً باعث افزایش افسردگی نمی‏شود؛ بلکه عمدتاً نقش‏های اجتماعی ‏زنان به افسردگی بیشتر آن‌ها نسبت به مردان منجر شده است و چنانچه این عوامل کنترل شوند، اثر جنسیت دیگر معنی‌دار نخواهد بود. این یافته با نتایج پژوهش‌ اکبرپور و همکاران همسو است که نشانگر وجود تفاوت میان افسردگی (PHQ-2≥3) زنان و مردان در تحلیل دومتغیره بود، درحالی‌که پس از تحلیل چندمتغیره، معنی‌داری آن از میان رفت [19]. 
پژوهش‌های کیم و همکاران و پاوار و همکاران نیز با این یافته همسو هستند [47، 48]. این موضوع بیانگر اهمیت بررسی چندمتغیری عوامل خطر جمعیت‌شناختی در مطالعه افسردگی است، به‌گونه‌ای‌که نگاه تک بعدی به چنین پدیده پیچیده‌ای موجب ساده‌انگاری ارتباط جنسیت و افسردگی شده و احتمال تأثیر عوامل غیرزیستی، ازجمله فرهنگ یا سایر متغیرهای اجتماعی-اقتصادی در ارتباط میان این دو نادیده گرفته می‌شود [13]. بنابراین تمرکز گسترده‌تر سیاست‌گذاری‌ها، مداخلات آتی و ارزیابی‌ها بر مجموعه وسیع‌تری از عوامل مؤثر بر افسردگی علاوه‌بر جنسیت، ضروری است. 
به‌طورکلی گروه‏های مختلف سنی ازنظر شیوع افسردگی تفاوت معنی‌داری با یکدیگر نداشتند. اگرچه زمانی که اثر سایر متغیرها در تحلیل کنترل می‏شود، گروه سنی 25 تا 40 سال افسردگی بیشتری نسبت به گروه سنی مرجع (15 تا 25 سال)، داشته است. این اثر به‌صورت حاشیه‏ای معنی‌دار شده و مقدار خطا کمی بیشتر از 0/05 به دست آمده است. این یافته با نتایج مرور نظام‌مند رفیعی و همکاران و سایر مطالعات شیوع‌شناسی افسردگی [10، 14-17] مبنی بر شیوع بالاتر افسردگی در سنین جوانی همسو است. ممکن است شیوع بالاتر افسردگی در این گروه سنی به ترکیب منحصربه‌فرد شرایط زندگی، عوامل استرس‌زا و تغییرات سریع اجتماعی در حال وقوع در جامعه که افراد در این محدوده سنی، بیشتر تجربه می‌کنند، مربوط باشد. این دوره اغلب شامل تصمیمات مهم مرتبط با شغل، تشکیل خانواده و مسئولیت‌های متعدد است که می‌تواند به افزایش استرس و حساسیت به افسردگی کمک کند [47].
برخلاف نتایج پژوهش‌های نوربالا و همکاران مبنی بر وجود تفاوت معنی‌دار در شیوع اختلالات روانی در میان افراد ساکن شهرها و روستاها، تفاوت مشاهده‌شده در شیوع افسردگی میان ساکنین شهرهای بزرگ، کوچک و روستاها در پژوهش فعلی معنی‌دار نبود [12، 13]. این نتیجه ممکن است به شرایط در حال تغییر فرهنگ و سبک زندگی جامعه روستایی و افزایش ارتباط میان نواحی شهری و روستایی در ایران مربوط باشد.چنانچه پژوهش‌های پیشین نیز بیانگر این موضوع هستند [49] و نتایج مطالعات مرور نظام‌مند پرتل و همکاران و زو و همکاران نیز نشان می‌دهند در کشورهای درحال‌توسعه، میان شیوع افسردگی افراد ساکن در شهرها و روستاها تفاوت معنی‌داری وجود ندارد [50، 51].
همچنین افراد دانشگاهی در مقایسه افرادی با تحصیلات ابتدایی یا متوسطه، شیوع پایین‌تری از افسردگی داشتند و افراد بیکار در مقایسه با افراد بازنشسته، شاغل و محصل، شیوع بالاتری از افسردگی را تجربه می‌کردند. این نتیجه همسو با نتایج پژوهش‌های پیشین [12، 13، 16، 52] مبتنی بر نقش محافظت‌کننده تحصیلات و نقش خطرساز بیکاری برای افسردگی و سایر اختلالات روانی است. درواقع تحصیلات، منابع روانی-اجتماعی مانند حمایت اجتماعی و خودکارآمدی را شکل و به افراد امکان آن را می‌دهد که در برخورد با مشکلات زندگی از روش‌های مؤثرتری برای حل تعارضات خود استفاده کنند که درنتیجه موجب کاهش استرس و به تبع آن کاهش خطر افسردگی خواهد شد [12]. در ارتباط با بیکاری نیز نبود درآمد، کاهش تعاملات اجتماعی، عزت نفس و احساس خودکارآمدی می‌تواند از دلایل شیوع بالاتر افسردگی در افراد بیکار باشد [47، 52]. 
نتایج تحلیل یافته‌ها نشانگر نقش اثرگذار وضعیت تأهل در وقوع افسردگی بود، به‌طوری‌که بخت افسردگی در افراد مجرد، مطلقه و بیوه از افراد متأهل حتی پس از کنترل اثر سایر متغیرها در تحلیل رگرسیون بیشتر بود که با نتایج پژوهش‌های پیشین همسو است [12، 13، 16، 18]. اگرچه نتایج برخی پژوهش‌ها عدم وجود تفاوت معنی‌دار در افسردگی میان افراد متأهل و سایرین را نشان می‌دهد که علت آن عمدتاً به نمونه آماری و ابزار اندازه‌گیری متفاوت آنان مربوط می‌شود [14، 17]. همچنین بالاترین شیوع افسردگی در این گروه، به افراد مطلقه مربوط می‌شد که می‌تواند به اثر هنجارها و انتظارات اجتماعی و فرهنگی در جامعه، سطوح بالاتر فشار و استرس روانی درارتباط‌با زندگی خود و فرزندان و تغییر در نقش‌ها و مسئولیت‌های خانوادگی ناشی از جدایی اشاره داشته باشد [53].
در متغیر درآمد ماهانه، گروه‏هایی با درآمد بیش از 6 میلیون تومان به‌صورت معنی‌داری نسبت به گروه مرجع که افرادی با درآمد کمتر از 4 میلیون تومان هستند، شیوع افسردگی پایین‌تری داشته‏اند، اما زمانی که اثر سایر متغیرها کنترل شود، تنها گروه درآمدی 8 تا 10 میلیون تومان، آن هم به‌صورت حاشیه‏ای (0/055=P) معنی‌دار بودن خود را نسبت به گروه درآمدی کمتر از 4 میلیون تومان، حفظ می‌کند. به نظر می‏رسد علت اصلی این موضوع به همبستگی بالای (0/43-=r) درآمد با تحصیلات مربوط باشد. زمانی که متغیر تحصیلات و صاحبخانه بودن از مدل لجستیک حذف می‌شود، ضریب گروه‏های درآمدی 8 تا 10 میلیون تومان و بالای 10 میلیون تومان هر دو معنی‌دار می‏شوند؛ به‌عبارت‌دیگر وقتی سایر متغیرها، غیر از تحصیلات و صاحبخانه بودن کنترل شوند، افراد حاضر در این دو گروه بخت افسردگی کمتری نسبت به گروه درآمدی مرجع یعنی افراد با درآمد کمتر از 4 میلیون تومان خواهند داشت. این یافته با نتایج مطالعه صالحیان و همکاران [20] و خادمیان و همکاران [17] مبنی بر نرخ کمتر شیوع اختلالات روانی در افرادی با درآمد بالاتر بدون درنظر گرفتن اثر سایر متغیرها است، همسو است.
 در پژوهش خادمیان و همکاران [17] نیز اثر وضعیت درآمدی بر افسردگی پس از تعدیل اثر سایر متغیرها ازجمله تحصیلات در تحلیل رگرسیون، به بیش از نصف کاهش یافته است. بنابراین همانند آنچه درمورد نقش سایر متغیرها در کنار جنسیت در تبیین افسردگی گفته شد، ارتباط میان درآمد افراد و میزان افسردگی در آن‌ها ممکن است تحث تأثیر سایر متغیرها ازجمله تحصیلات و وضعیت سکونت افراد قرار گیرد و افراد دارای درآمد بالاتر به‌دلیل تحصیلات بالاتر یا صاحبخانه بودن خود در معرض خطر پایین‌تری برای ابتلا به افسردگی قرار داشته باشند، به‌گونه‌ای‌که نتایج موجود در جدول شماره 5 نشان می‌دهد صاحبخانه‌بودن با کنترل اثر سایر متغیرها در تحلیل، 26 درصد بخت افسردگی را در مقایسه با وضعیت مستأجر بودن کاهش می‌دهد. باتوجه‌به اینکه هزینه مسکن در سال‌های اخیر در ایران رشد روزافزونی پیدا کرده، صاحبخانه بودن بخش زیادی از استرس ناشی از فشارهای اقتصادی به افراد را کاهش می‌دهد و اثر محافظت‌کننده این متغیر بر افسردگی را روشن می‌کند. پژوهش‌های پیشین نیز تأییدکننده این پدیده هستند [54].




نتیجه‌گیری
نتایج پژوهش حاضر نشان‌دهنده شیوع نسبتاً بالای افسردگی در دوران پساکرونا در ایران است. با اتکا به ابزار PHQ-2 و در نظر گرفتن نقطه برش 3، 42 درصد از افراد موردبررسی مشکوک به داشتن اختلال افسردگی اساسی هستند. همچنین مطالعه حاضر تأیید کرد عوامل جمعیت‌شناختی و اجتماعی-اقتصادی نقش مهمی در شیوع افسردگی دارند. جوانان (25 تا 40 سال)، افراد بیکار، مجرد، مطلقه یا بیوه در معرض خطر بیشتری برای ابتلا به افسردگی قرار دارند، درحالی‌که تحصیلات دانشگاهی و صاحبخانه بودن عوامل محافظت‌کننده افسردگی محسوب می‌شوند. تفاوت‌های مشاهده‌شده در میزان افسردگی بین مردان و زنان، پس از بررسی تأثیر سایر متغیرها نشان داد نقش‌های اجتماعی زنان به‌جای جنسیت، ممکن است علت اصلی تفاوت در میزان افسردگی باشد. 
علاوه‌بر‌این، نتایج نشان داد شیوع افسردگی میان ساکنان شهرها و روستاها تفاوت معنی‌داری ندارد. همچنین درآمد بالاتر به‌دلیل تحصیلات بالاتر یا صاحبخانه بودن با خطر کمتری برای افسردگی همراه بود. این یافته‌ها بر اهمیت توجه جامع به مجموعه وسیعی از عوامل مؤثر بر افسردگی در سیاست‌گذاری‌ها و مداخلات سلامت روان تأکید می‌کنند.

محدودیت‌ها و پیشنهادهای پژوهش
با وجود داشتن نمونه‌ای با حجم بالا و نمایانگر وضعیت جمعیت عمومی، بررسی طیف وسیعی از متغیرهای جمعیت‌شناختی و اجتماعی-اقتصادی، دقت در اجرای پژوهش و جمع‌آوری داده‌ها، پژوهش حاضر دارای محدودیت‌هایی نیز بود. هنگام انتخاب مطالعات برای مقایسه نتایج شیوع افسردگی با این پژوهش، توجه دقیقی به ملاحظات روش‌شناختی ازجمله فرآیندهای انتخاب نمونه، نقطه برش و روش اجرا شد. بااین‌حال، باتوجه‌به پرسش‌نامه‌ دارای سؤالات محدود و ماهیت مقطعی تحقیق، توصیه می‌شود با احتیاط روند شیوع افسردگی از نتایج استنباط شود و تفسیر آن با دقت موردتوجه قرار گیرد. همچنین باتوجه‌به آنچه در مورد ارزش اخباری مثبت پرسش‌نامه PHQ-2 گفته شد، نتایج این ابزار ممکن است در تعداد موارد تشخیص داده‌شده به‌عنوان افسرده با سوگیری نسبی همراه باشد [32]. بهتر است، تعمیم نتایج به کل جمعیت ایرانی بالاتر از 15 سال با احتیاط صورت گیرد.
 با وجود اینکه هدف اصلی پژوهش حاضر بررسی شیوع افسردگی و عوامل جمعیت شناختی اثرگذار بود، بررسی عواملی ازجمله تجربه استرس و تروما که به‌طور یکنواخت در جامعه توزیع نشده‌اند و می‌توانند تأثیر تعیین‌کننده‌ای بر شیوع افسردگی داشته باشند، بهتر است در تحقیقات آتی موردتوجه قرار گیرند. ضمن اینکه شیوع افسردگی ممکن است به‌طور بالقوه به اثرات باقیمانده از دوره کووید-19 مرتبط باشد، اما باتوجه‌به شرایط اجتماعی ایران در سال ۱۴۰۱ و افزایش بلایای طبیعی، نمی‌توان این افزایش شیوع را صرفاً به بیماری کووید-19 نسبت داد. بنابراین، باتوجه‌به اینکه مطالعه حاضر مقطعی است، تفکیک واریانس عوامل کرونا، حوادث اجتماعی و بلایای طبیعی در آن امکان‌پذیر نبوده و تنها در مطالعات طولی است که می‌توان سهم دقیق این عوامل را تعیین کرد. درنتیجه، بیان گزاره‌هایی با اشاره به تفکیک سهم عوامل یادشده ممکن است گمراه‌کننده باشد.
نتایج دربردارنده پیشنهادهایی عملی درزمینه سیاست‌گذاری برای ارائه خدمات سلامت روان بوده و نشانگر لزوم انجام برنامه‌ریزی‌های لازم برای ارتقای سلامت افراد جوان (25 تا 40 سال)، بیکار، مجرد، مطلقه یا بیوه که در معرض خطر بیشتری برای ابتلا به افسردگی قرار دارند، است. 

ملاحظات اخلاقی
این مقاله برگرفته از طرح تحقیقاتی مصوب در دانشگاه تهران و تأییدشده زیرنظر معاونت پژوهشی و کمیته اخلاق دانشکده روان‌شناسی و علوم تربیتی دانشگاه تهران با شماره IR.UT.PSYEDU.REC.1403.003 است.

حامی مالی
مرکز راهبردی فرهنگ و رسانه حامی مالی این طرح بوده است. 

مشارکت نویسندگان
مفهوم‌پردازی و نگارش پیش‌نویس اصلی: سروش ذوالقدری؛ روش‌شناسی، جمع‌آوری و تحلیل داده: مجید هادوی؛ ویرایش و نظارت: هادی بهرامی احسان.

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

تشکر و قدردانی
از مرکز راهبردی فرهنگ و رسانه و دانشگاه تهران که منابع انجام این طرح را فراهم کردند و از همکاری کلیه افراد شرکت‌کننده در این پیمایش، تشکر و قدردانی می‌شود.