جلد 18، شماره 11 - ( 11-1398 )
جلد 18 شماره 11 صفحات 1102-1083 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Babaei Nadinluei K, Fatehi Bostanabad F. Investigating the Role of Mindfulness in the Relationship between Children's Psychological Problems (Internalizing and Externalizing Problems) and Perceived Stress of Bostan Abad Mothers in 2018: A Descriptive Study. JRUMS 2020; 18 (11) :1083-1102
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-4573-fa.html
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-4573-fa.html
بابایی نادینلویی کریم، فاتحی بستان آباد فاطمه. بررسی نقش ذهن آگاهی در رابطه بین مشکلات روانشناختی کودکان (مشکلات درون‌سازی شده و برون سازی شده) با استرس ادراک‌شده مادران شهرستان بستان‌آباد در سال 1397: یک مطالعه توصیفی. مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان. 1398; 18 (11) :1083-1102
دانشگاه ارومیه
متن کامل [PDF 467 kb]
(907 دریافت)
| چکیده (HTML) (2391 مشاهده)
شکل 1- الگوی اولیه مورد بررسی متغیرهای ذهن آگاهی با متغیرهای مشکلات برون سازی و درون‌سازی کودکان و استرس ادراک‌شده مادران شهرستان بستان‌آباد در سال 1397
جدول 1- آمارهای توصیفی متغیرهای ذهن آگاهی با متغیرهای روانشناختی کودکان و استرس ادراک شده مادران شهرستان بستان‌آباد در سال 1397 (250= n)
شکل 2- برآورد ضرایب مسیر الگوی اولیه مورد بررسی متغیرهای ذهن آگاهی، مشکلات برون سازی و درون‌سازی کودکان و استرس ادراک‌شده مادران شهرستان بستان‌آباد در سال 1397
شکل 3- انواع متغیرهای تعدیلگر
جدول 7- خلاصه آزمون رگرسیون سلسله مراتبی متغیرهای ذهن آگاهی، مشکلات برون سازی و درون‌سازی کودکان و استرس ادراک شده مادران شهرستان بستان‌آباد در سال 1397 (250n=)
جدول 8- جدول ضرایب رگرسیونی متغیرهای ذهن آگاهی، مشکلات برون سازی و درون‌سازی کودکان واسترس ادراک شده مادران شهرستان بستان‌آباد در سال 1397 (250n=)
K. Babaei Nadinluei[3], F. Fatehi Bostanabad[4]
Received: 16/02/2019 Sent for Revision: 05/03/2019 Received Revised Manuscript: 30/09/2019 Accepted: 01/10/2019
Background and Objectives Mindfulness increases the performance of interpersonal relationships and the effectiveness of coping with stress in parents of children with psychological problems. The existence of children with psychological problems in the family, according to the specific needs of these children, is a source of stress and affects the mental health of family members. The purpose of this study was to investigate the role of mindfulness as a moderator or mediator in the relationship between children's psychological problems (internalizing and externalizing) and perceived stress in mothers.
Materials and Methods: In this descriptive correlational study, 250 students were selected through multi-stage random cluster sampling among parents of elementary school students in Bostan Abad city in the academic year of 2017-2018. In order to collect data, the Mindfulness Questionnaire, Child Behavioral Questionnaire and Perceived Stress Scale were used as research tool. The data were analyzed using Pearson’s correlation coefficient and hierarchical regression.
Result: The results showed that there is a significant relationship between the externalizing and internalizing problems of children and its sub-components, including seclusion/depression, physical complaint, depression anxiety, rule breaking and aggressive behavior and perceived stress of mothers (p=0.001). Also, moderating role of mindfulness variable was confirmed in the relationship between variables of internalizing and externalizing problems of children and perceived stress in mothers (p=0.001).
Conclusion: According to the results, it seems that mindfulness as a protective factor can be effective in reducing the stress of mothers due to children's problems.
Key words: Behavior Disorders, Mindfulness, Parenting stress, Bostan Abad
Funding: This study did not have any funds.
Conflict of interest: None declared.
Ethical approval[j2] : The Ethics Committee of Azad University of Ahar approved the study.
How to cite this article: Babaei Nadinluei K, Fatehi Bostanabad F. Investigating the Role of Mindfulness in the Relationship Between Children's Psychological Problems (Internalizing and Externalizing Problems) and Perceived Stress of Bostan Abad Mothers in 2018: A Descriptive Study. J Rafsanjan Univ Med Sci 2020; 18 (11): 1083-1102. [Farsi]
[1]- (نویسنده مسئول) دکتری روانشناسی، گروه روانشناسی، دانشکده ادبیات و روانشناسی، دانشگاه ارومیه، ارومیه، ایران
تلفن: 34237622-041، دورنگار: 34324433-041، پست الکترونیکی: k.babayi66@yahoo.com
[3]- PhD in Psychology, Dept. of Psychology, Faculty of Literature and Psychology, Urmia University, Urmia, Iran
ORCID: 0000-0002-7943-7920 (Corresponding Author) Tel: (041) 34237622, Fax: (041) 34324433, E-mail: k.babayi66@gmail.com
متن کامل: (1651 مشاهده)
مقاله پژوهشی
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 18، بهمن 1398، 1102-1083
بررسی نقش ذهن آگاهی در رابطه بین مشکلات روانشناختی کودکان (مشکلات درون‌سازی شده و برون سازی شده) با استرس ادراک‌شده مادران شهرستان بستان‌آباد در سال 1397: یک مطالعه توصیفی
کریم بابایی نادینلویی[1]، فاطمه فاتحی بستان‌آباد[2]
دریافت مقاله: 27/11/97 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 14/12/97 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 8/7/98 پذیرش مقاله: 9/7/98
چکیده
زمینه و هدف: ذهن آگاهی باعث افزایش کارکرد روابط بین فردی و کارآمدی مقابله با استرس در والدین دارای کودکان مبتلا به مشکلات روانشناختی میشود. وجود فرزندان با مشکلات روانشناختی در خانواده با توجه به نیازهای خاص این کودکان منبع استرس است و سلامت روانی اعضای خانواده را تحت تأثیر قرار میدهد. پژوهش حاضر با هدف تعیین نقش ذهن آگاهی به‌عنوان تعدیلگر یا میانجی در رابطه بین مشکلات روانشناختی کودکان (درون‌سازی شده و برون سازی شده) با استرس ادراک شده مادران انجام شد.
مواد و روشها: پژوهش حاضر توصیفی و از نوع همبستگی است. در این پژوهش تعداد 250 نفر به‌صورت نمونه‌گیری خوشه‌ای تصادفی چندمرحله‌ای از بین مادران دانش‌آموزان دوران ابتدایی شهرستان بستان آباد در سال 97-1396 انتخاب شدند. برای جمعآوری اطلاعات از پرسشنامه ذهن آگاهی، سیاهه رفتاری کودکان و مقیاس استرس ادراک شده، به‌عنوان ابزار پژوهش استفاده شد. دادهها پس از استخراج با ضریب همبستگی Pearson و رگرسیون سلسله مراتبی مورد تجزیه‌وتحلیل قرار گرفتند.
یافتهها: نتایج نشان داد بین مشکلات برون سازی شده و درون‌سازی شده کودکان و زیرمؤلفههای آن شامل گوشهگیری/افسردگی، شکایت جسمانی، اضطراب افسردگی، قانون‌شکنی و رفتار پرخاشگری با استرس ادراک شده مادران ارتباط معنیداری وجود دارد (001/0 = p). همچنین نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی در رابطه بین متغیرهای مشکلات درون‌سازی شده و مشکلات برون سازی شده کودکان با استرس ادراک شده مادران تأیید گردید (001/0= p).
نتیجه‌گیری: با توجه به نتایج، به نظر می‌رسد، ذهن آگاهی می‌تواند برای کاهش استرس مادران ناشی از مشکلات کودکان مؤثر باشد و به‌عنوان یک عامل محافظت‌کننده به کار گرفته شود.
واژه‌های کلیدی: اختلال رفتاری، ذهن آگاهی، استرس والدین، بستان‌آباد
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 18، بهمن 1398، 1102-1083
بررسی نقش ذهن آگاهی در رابطه بین مشکلات روانشناختی کودکان (مشکلات درون‌سازی شده و برون سازی شده) با استرس ادراک‌شده مادران شهرستان بستان‌آباد در سال 1397: یک مطالعه توصیفی
کریم بابایی نادینلویی[1]، فاطمه فاتحی بستان‌آباد[2]
دریافت مقاله: 27/11/97 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 14/12/97 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 8/7/98 پذیرش مقاله: 9/7/98
چکیده
زمینه و هدف: ذهن آگاهی باعث افزایش کارکرد روابط بین فردی و کارآمدی مقابله با استرس در والدین دارای کودکان مبتلا به مشکلات روانشناختی میشود. وجود فرزندان با مشکلات روانشناختی در خانواده با توجه به نیازهای خاص این کودکان منبع استرس است و سلامت روانی اعضای خانواده را تحت تأثیر قرار میدهد. پژوهش حاضر با هدف تعیین نقش ذهن آگاهی به‌عنوان تعدیلگر یا میانجی در رابطه بین مشکلات روانشناختی کودکان (درون‌سازی شده و برون سازی شده) با استرس ادراک شده مادران انجام شد.
مواد و روشها: پژوهش حاضر توصیفی و از نوع همبستگی است. در این پژوهش تعداد 250 نفر به‌صورت نمونه‌گیری خوشه‌ای تصادفی چندمرحله‌ای از بین مادران دانش‌آموزان دوران ابتدایی شهرستان بستان آباد در سال 97-1396 انتخاب شدند. برای جمعآوری اطلاعات از پرسشنامه ذهن آگاهی، سیاهه رفتاری کودکان و مقیاس استرس ادراک شده، به‌عنوان ابزار پژوهش استفاده شد. دادهها پس از استخراج با ضریب همبستگی Pearson و رگرسیون سلسله مراتبی مورد تجزیه‌وتحلیل قرار گرفتند.
یافتهها: نتایج نشان داد بین مشکلات برون سازی شده و درون‌سازی شده کودکان و زیرمؤلفههای آن شامل گوشهگیری/افسردگی، شکایت جسمانی، اضطراب افسردگی، قانون‌شکنی و رفتار پرخاشگری با استرس ادراک شده مادران ارتباط معنیداری وجود دارد (001/0 = p). همچنین نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی در رابطه بین متغیرهای مشکلات درون‌سازی شده و مشکلات برون سازی شده کودکان با استرس ادراک شده مادران تأیید گردید (001/0= p).
نتیجه‌گیری: با توجه به نتایج، به نظر می‌رسد، ذهن آگاهی می‌تواند برای کاهش استرس مادران ناشی از مشکلات کودکان مؤثر باشد و به‌عنوان یک عامل محافظت‌کننده به کار گرفته شود.
واژه‌های کلیدی: اختلال رفتاری، ذهن آگاهی، استرس والدین، بستان‌آباد
مقدمه
تقریباً ۳۰ درصد از جمعیت جهان را کودکان و نوجوانان تشکیل می‌دهند [1] و حدود 1۰ الی ۲۰ درصد از آنها مبتلا به اختلالات روانی (اکثراً اضطراب، افسردگی و سلوک) تشخیص داده می‌شوند [2]. برخلاف تصور عمومی، ناخوشی‌های روانی عاطفی محدود به جمعیت بالغ و بزرگ‌سال کشورها نیست، بلکه کودکان و نوجوانان بیش از سایر جمعیت آسیب‌پذیرند، اما بسیار کمتر از بزرگ‌سالان از حمایت و مراقبت‌های لازم برخوردارند [3]. علاوه بر کودکانی که اختلال روانی قابل‌تشخیص دارند، مطابق معیارهای DSM (Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders) تعداد زیادی کودک در معرض خطر آسیب‌های آینده یا به خاطر مشکل رفتاری، فشار عاطفی یا روانی نیازمند کمک هستند، اما هنوز به مرحله‌ای نرسیده‌اند که معیارهای مذکور درباره آنها صدق کند [4]. داشتن اختلال در دوران کودکی نه‌تنها عامل خطری برای داشتن اختلالات روانی و مشکلات فردی برای خود فرد در بزرگ‌سالی است بلکه حضور چنین کودکانی عاملی استرس‌زا و مشکل‌آفرین برای والدینشان میباشد که سلامت والدین و محیط خانواده را نیز تهدید میکند [5].
وجود فرزندان با مشکلات روانشناختی درون‌سازی شده (از نظر ماهیت درونی هستند و به شکل کناره‌گیری از تعامل‌های اجتماعی، بازدارندگی، اضطراب و افسردگی متجلی می‌شوند) و مشکلات برون سازی شده (با الگوهای رفتاری سازش نایافتهای هستند که در تعارض با دیگر افراد و انتظاراتشان قرار می‌گیرند) ]6[. در خانواده با توجه به نیازهای خاص این کودکان منبع استرس است و بر سلامت روانی اعضای خانواده تأثیر میگذارد. والدین این کودکان به‌ویژه مادران آنها استرس بیش‌تری نسبت به سایر مادران متحمل می‌شوند و تأثیرات مخرب چنین استرسی بر بهداشت روانی و ازجمله احساس بی‌کفایتی و صلاحیت والدگری آنها، موجب تشدید اختلالات رفتاری در کودکان نیز خواهد شد [7]. داشتن کودک مبتلا به اختلالات روانشناختی باعث افسردگی، نگرانی، استرس، شرمندگی و خجالت در والدین آنها میشود که بر کیفیت زندگی و سلامت عمومی آنها تأثیر میگذارد [8].
کاهش سطح استرس والدین نه‌تنها باعث سلامت روانی آنها میگردد، بلکه منجر به کاهش مشکلات روانی کودکان نیز میشود. بررسی استرس والدین یک عامل مهم برای ارزیابی مداخلات زودرس است [9]. بعضی از رویکردهای کنار آمدن با استرس، بر تعدیل الگوهای رفتاری و فکری افراد تأکید کرده‌اند که در این روش به فرد در بازسازی الگوی فکری کمک میشود. یکی از این روشها، مراقبت مبتنی بر ذهن آگاهی میباشد [10].
پژوهش‌های انجام‌شده در دو دهه اخیر نشان داده است ذهن آگاهی نقش مؤثری در افزایش بهزیستی روانشناختی و کاهش اختلال‌های روانی دارد [13-11]. افزایش ذهن آگاهی با کاهش نشانه‌های منفی روانشناختی و عاطفه منفی و در نتیجه افزایش رضایت از زندگی، شادی و خوش‌بینی و بهزیستی روانشناختی در والدین کودکان دارای اختلال روانشناختی همراه است [16-14]. Jones و همکارانش به بررسی نقش رفتارهای مخرب کودکان دارای اختلالات روانشناختی بر بهزیستی روانشناختی والدینشان با تأکید بر نقش تعدیل‌کنندگی ذهن آگاهی پرداختند که نتایج نشان داد، پذیرش و ذهن آگاهی والدین دو متغیر مهم در سلامت روانی والدین است و نقش حمایت‌کننده نیز دارند [14]. برخی از مطالعات بررسی کردند که آیا ذهن آگاهی والدین در رابطه بین مشکلات کودکان (کودکان دارای اوتیسم) و استرس والدین به‌عنوان میانجی عمل میکند یا تعدیلگر [15-14]. این مطالعات فرض کردند که مشکلات بیشتر در کودکان همراه با ذهن آگاهی کمتر والدین همراه است که این نیز منجر به استرس بیشتر والدین میشود. با این‌حال نتایج متناقض میباشد به این صورت که Jones و همکارانش نقش واسطهای ذهن آگاهی را تأیید کردند [14] ولی beer و همکارانش تأیید نکردند [15]. قابل ذکر اینکه Chan و Lam با از بین بردن محدودیت پژوهش‌های قبلی و با اضافه کردن گزارش معلمان برای از بین بردن سوگیری والدین در مورد گزارش مشکلات کودکان به این نتیجه رسیدند که ذهن آگاهی به‌عنوان میانجی و واسطه بین استرس والدین و مشکلات کودکان نمیباشد و آنها گزارش کردند که دو متغیر ذهن آگاهی و مشکلات کودکان می‌توانند دو متغیر مستقل از هم در نظر گرفته شوند [3].
با توجه به تناقض مطالعات قبلی در این مورد و نیز نبود پژوهش مشابه در فرهنگ ایرانی، در این پژوهش به بررسی نقش تعدیلگر یا واسطهای ذهن آگاهی مادران در رابطه بین مشکلات روانشناختی کودکان و استرس ادراک‌شده مادران پرداخته شده است که مدل پیشنهادی در ذیل آورده شده است:
تقریباً ۳۰ درصد از جمعیت جهان را کودکان و نوجوانان تشکیل می‌دهند [1] و حدود 1۰ الی ۲۰ درصد از آنها مبتلا به اختلالات روانی (اکثراً اضطراب، افسردگی و سلوک) تشخیص داده می‌شوند [2]. برخلاف تصور عمومی، ناخوشی‌های روانی عاطفی محدود به جمعیت بالغ و بزرگ‌سال کشورها نیست، بلکه کودکان و نوجوانان بیش از سایر جمعیت آسیب‌پذیرند، اما بسیار کمتر از بزرگ‌سالان از حمایت و مراقبت‌های لازم برخوردارند [3]. علاوه بر کودکانی که اختلال روانی قابل‌تشخیص دارند، مطابق معیارهای DSM (Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders) تعداد زیادی کودک در معرض خطر آسیب‌های آینده یا به خاطر مشکل رفتاری، فشار عاطفی یا روانی نیازمند کمک هستند، اما هنوز به مرحله‌ای نرسیده‌اند که معیارهای مذکور درباره آنها صدق کند [4]. داشتن اختلال در دوران کودکی نه‌تنها عامل خطری برای داشتن اختلالات روانی و مشکلات فردی برای خود فرد در بزرگ‌سالی است بلکه حضور چنین کودکانی عاملی استرس‌زا و مشکل‌آفرین برای والدینشان میباشد که سلامت والدین و محیط خانواده را نیز تهدید میکند [5].
وجود فرزندان با مشکلات روانشناختی درون‌سازی شده (از نظر ماهیت درونی هستند و به شکل کناره‌گیری از تعامل‌های اجتماعی، بازدارندگی، اضطراب و افسردگی متجلی می‌شوند) و مشکلات برون سازی شده (با الگوهای رفتاری سازش نایافتهای هستند که در تعارض با دیگر افراد و انتظاراتشان قرار می‌گیرند) ]6[. در خانواده با توجه به نیازهای خاص این کودکان منبع استرس است و بر سلامت روانی اعضای خانواده تأثیر میگذارد. والدین این کودکان به‌ویژه مادران آنها استرس بیش‌تری نسبت به سایر مادران متحمل می‌شوند و تأثیرات مخرب چنین استرسی بر بهداشت روانی و ازجمله احساس بی‌کفایتی و صلاحیت والدگری آنها، موجب تشدید اختلالات رفتاری در کودکان نیز خواهد شد [7]. داشتن کودک مبتلا به اختلالات روانشناختی باعث افسردگی، نگرانی، استرس، شرمندگی و خجالت در والدین آنها میشود که بر کیفیت زندگی و سلامت عمومی آنها تأثیر میگذارد [8].
کاهش سطح استرس والدین نه‌تنها باعث سلامت روانی آنها میگردد، بلکه منجر به کاهش مشکلات روانی کودکان نیز میشود. بررسی استرس والدین یک عامل مهم برای ارزیابی مداخلات زودرس است [9]. بعضی از رویکردهای کنار آمدن با استرس، بر تعدیل الگوهای رفتاری و فکری افراد تأکید کرده‌اند که در این روش به فرد در بازسازی الگوی فکری کمک میشود. یکی از این روشها، مراقبت مبتنی بر ذهن آگاهی میباشد [10].
پژوهش‌های انجام‌شده در دو دهه اخیر نشان داده است ذهن آگاهی نقش مؤثری در افزایش بهزیستی روانشناختی و کاهش اختلال‌های روانی دارد [13-11]. افزایش ذهن آگاهی با کاهش نشانه‌های منفی روانشناختی و عاطفه منفی و در نتیجه افزایش رضایت از زندگی، شادی و خوش‌بینی و بهزیستی روانشناختی در والدین کودکان دارای اختلال روانشناختی همراه است [16-14]. Jones و همکارانش به بررسی نقش رفتارهای مخرب کودکان دارای اختلالات روانشناختی بر بهزیستی روانشناختی والدینشان با تأکید بر نقش تعدیل‌کنندگی ذهن آگاهی پرداختند که نتایج نشان داد، پذیرش و ذهن آگاهی والدین دو متغیر مهم در سلامت روانی والدین است و نقش حمایت‌کننده نیز دارند [14]. برخی از مطالعات بررسی کردند که آیا ذهن آگاهی والدین در رابطه بین مشکلات کودکان (کودکان دارای اوتیسم) و استرس والدین به‌عنوان میانجی عمل میکند یا تعدیلگر [15-14]. این مطالعات فرض کردند که مشکلات بیشتر در کودکان همراه با ذهن آگاهی کمتر والدین همراه است که این نیز منجر به استرس بیشتر والدین میشود. با این‌حال نتایج متناقض میباشد به این صورت که Jones و همکارانش نقش واسطهای ذهن آگاهی را تأیید کردند [14] ولی beer و همکارانش تأیید نکردند [15]. قابل ذکر اینکه Chan و Lam با از بین بردن محدودیت پژوهش‌های قبلی و با اضافه کردن گزارش معلمان برای از بین بردن سوگیری والدین در مورد گزارش مشکلات کودکان به این نتیجه رسیدند که ذهن آگاهی به‌عنوان میانجی و واسطه بین استرس والدین و مشکلات کودکان نمیباشد و آنها گزارش کردند که دو متغیر ذهن آگاهی و مشکلات کودکان می‌توانند دو متغیر مستقل از هم در نظر گرفته شوند [3].
با توجه به تناقض مطالعات قبلی در این مورد و نیز نبود پژوهش مشابه در فرهنگ ایرانی، در این پژوهش به بررسی نقش تعدیلگر یا واسطهای ذهن آگاهی مادران در رابطه بین مشکلات روانشناختی کودکان و استرس ادراک‌شده مادران پرداخته شده است که مدل پیشنهادی در ذیل آورده شده است:
شکل 1- الگوی اولیه مورد بررسی متغیرهای ذهن آگاهی با متغیرهای مشکلات برون سازی و درون‌سازی کودکان و استرس ادراک‌شده مادران شهرستان بستان‌آباد در سال 1397
مواد و روشها
پژوهش حاضر توصیفی و از نوع همبستگی میباشد. جامعه آماری پژوهش حاضر را کلیه مادران دانش‌آموزان دوران ابتدایی شهرستان بستان‌آباد در سال 97-1396 تشکیل دادند. بر اساس گزارش Hu و همکارش [17] حداقل نمونه لازم برای مطالعاتی که از معادلات ساختاری استفاده می‌کنند 200 نفر میباشد که در این پژوهش با در نظر گرفتن احتمال افت آزمودنی از جامعه مذکور تعداد 250 نفر به‌صورت نمونه‌گیری خوشه‌ای تصادفی چندمرحله‌ای انتخاب و مورد مطالعه قرار گرفتند. به این‌صورت که ابتدا لیست مدارس شهرستان بستان آباد تهیه گردید و سپس از میان این مدارس دو مدرسه به‌صورت تصادفی (قرعه‌کشی) انتخاب شد و در این مرحله نیز از لیست اسامی مادران دانش‌آموزان 250 نفر به‌صورت تصادفی (قرعه‌کشی) انتخاب شدند و نیز ویژگی‌های جمعیت شناختی سن، جنسیت و سطح تحصیلات مادران جمعآوری شد.
در این پژوهش امکان حضور پدران وجود نداشت و به همین دلیل همه شرکت کنندگان شامل مادران بود. معیارهای ورود در این پژوهش داشتن سطح تحصیلات بین راهنمایی تا لیسانس (با توجه به سطح تحصیلات بتوانند خود به سؤالات پاسخ دهند)، ساکن شهرستان بستان‌آباد بودن، حداقل دارای سن 20 و حداکثر 55 سال و ضمناً والدین در کنار یکدیگر زندگی می‌کنند (طلاق نگرفته) بود و معیارهای خروج شامل طلاق و داشتن کودکانی با مشکل اوتیسم، آسپرگر و اختلال فروپاشنده دوران کودکی بود که این مشکلات با توجه به پرونده‌های سلامت دانش‌آموزان در مدرسه مورد ارزیابی قرار گرفت.
برای جمعآوری اطلاعات از ابزارهای ذیل استفاده شد:
فرم کوتاه پرسشنامه ذهن آگاهی Freiburg که توسط Wallach و همکارانش [18] ساخته‌شده و شامل 14 سؤال است. مقیاس این ابزار 4 درجه‌ای (به‌ندرت = 1 تا تقریباً همیشه= 4) میباشد. لازم به ذکر است عبارت شماره 13 به‌صورت معکوس نمره‌گذاری میشود. حداقل نمره در این پرسشنامه 14 و حداکثر 56 است. نمره بیشتر نشانگر ذهن آگاهی بالاتر است. در بررسی پایایی پرسشنامه، آلفای کرونباخ 86/0 به دست آمد. Ghasemi Juveyneh و همکارانش [19] به بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی این پرسشنامه پرداختند و نتایج نشان داد پایایی این پرسشنامه قابل‌قبول است و همچنین پایایی باز آزمایی پرسشنامه به فاصله چهار هفته 83/0 به دست آمد که این ضریب بیانگر پایایی باز آزمایی خوب فرم کوتاه پرسشنامه ذهن آگاهی است. همچنین آلفای کرونباخ در پژوهش Ghasemi Juveyneh و همکارانش [19] 92/0 به دست آمد و در پژوهش حاضر نیز آلفای کرونباخ 79/0 به دست آمد.
همچنین برای اندازه‌گیری مشکلات هیجانی - رفتاری کودکان از سیاهه رفتاری کودکان [6] استفاده شده است. سیاهه رفتاری کودکان از دو قسمت تشکیل شده است؛ بخش اول با داشتن 13 ماده به سنجش میزان صلاحیت کلی در قالب سه مقیاس فعالیت، مقیاس اجتماعی و مقیاس مدرسه می‌پردازد. با جمع نمره‌های سه مقیاس مذکور نمره صلاحیت کلی به دست میآید. بخش دوم سیاهه رفتاری کودکان با داشتن 113 ماده به سنجش مشکلات هیجانی – رفتاری می‌پردازد. پاسخ‌دهنده بر اساس وضعیت کودک، هر ماده را به‌صورت صفر (نادرست)، یک (گاهی درست) و دو (غالباً درست) درجه‌بندی میکند. نمره مشکلات هیجانی – رفتاری از طریق جمع‌بندی نمره‌های مشکلات رفتاری درونی سازی شده (شامل محورهای گوشهگیری، مشکلات بدنی، اضطراب و افسردگی)، مشکلات برونی‌سازی شده (شامل محورهای پرخاشگری و رفتارهای بزهکارانه) و مشکلات توجه، مشکلات تفکر و مشکلات اجتماعی به دست میآید. دامنه نمره‌های مشکلات هیجانی – رفتاری از صفرتا 24 میباشد [6]. این ابزار از روایی و اعتبار قابل قبولی برخوردار است [20]. Glosser میزان اعتبار باز آزمایی و همسانی درونی را برای مشکلات هیجانی – رفتاری به ترتیب 94/0 و 97/0، مشکلات رفتاری برونی‌سازی شده 92/0 و 94/0 و مشکلات درونی سازی شده 91/0 و 90/0 گزارش کرد [21]. در هنجاریابی این سیاهه در جمعیت ایرانی میزان اعتبار باز آزمایی و ضریب همسانی درونی برای مقیاس صلاحیت کلی 58/0 و 79/0، مشکلات هیجانی – رفتاری 58/0 و 83/0، مشکلات درونی سازی 48/0 و 86/0، مشکلات برونی‌سازی 97/0 و 88/0، مشکلات توجه 39/0 و 80/0، مشکلات تفکر 38/0 و 79/0 و مشکلات اجتماعی 48/0 و 69/0 گزارش شده است [22]. در پژوهشی دیگر ضرایب همسانی درونی برای مقیاس صلاحیت کلی 58/0 و در مشکلات هیجانی – رفتاری 96/0 به دست آمد [23]، همچنین در این پژوهش نیز آلفای کرونباخ 83/0 به دست آمد.
در نهایت از مقیاس استرس ادراک شده برای بررسی میزان استرس ادراک شده مادران استفاده گردید. این آزمون توسط Cohen و همکارانش [24] به‌منظور سنجش استرس ادراک‌شده طراحی شده است. این آزمون دارای 14 عبارت است و بر اساس یک مقیاس درجه‌بندی لیکرت از 0 تا 4 نمره‌گذاری میشود. حداقل نمره آزمودنی‌ها در این آزمون صفر و حداکثر نمره 56 میباشد و نمرات بیشتر نشان‌دهنده استرس بیشتر والدین میباشد. Alsunni و همکارش [25] همسانی درونی این آزمون را به روش آلفای کرونباخ 74/0 محاسبه کرده‌اند. در ایران Asghari و همکارانش همسانی درونی این آزمون را به روش آلفای کرونباخ 84/0 محاسبه کرده‌اند. همچنین روایی این پرسشنامه به روش تحلیل عاملی سازه و محتوایی مورد تأیید قرار گرفته است [26] و در پژوهش حاضر آلفای کرونباخ 86/0 به دست آمد.
در این پژوهش ابتدا به شرکت‌کنندگان در رابطه با اهداف و نحوه انجام پژوهش توضیحات لازم داده شد و رضایت آنها در مطالعه به‌صورت شفاهی جلب شد. لازم به ذکر است که شرکت‌کنندگان در محل مدرسه حضور پیدا می‌کردند و به آنها توضیح داده میشد که میانگین زمان تقریبی برای تکمیل پرسشنامهها 60 دقیقه است. همچنین پرسشنامهها به‌صورت خود گزارشی بودند و نیز محققین در روند اجرای پژوهش شرکت فعالانه داشتند و در صورت بروز مشکل به شرکت‌کنندگان توضیحات لازم را می‌دادند.
در نهایت داده‌های به‌دست‌آمده در این پژوهش با استفاده از نسخه 22 نرم‌افزار SPSS در سطح آلفای 05/0 و روش‌های آمار توصیفی و استنباطی مانند میانگین و ضریب همبستگی Pearson و تحلیل رگرسیون سلسله مراتبی مورد تحلیل قرار گرفت. همچنین برای تبیین مدل فرضی از نرم‌افزار Amos نسخه 20 استفاده شد. سطح معنیداری در آزمونها 05/0 در نظر گرفته شد.
نتایج
شرکت‌کنندگان در این پژوهش (250=n) مادران دانش‌آموزان دوره ابتدایی بودند که همه شرکت کنندگان شامل مادران بود. نتایج نشان داد که میانگین و انحراف معیار سنی مادران مورد بررسی 72/3 ± 21/39 سال بود. کم‌ترین سن در نمونه 27 و بیش‌ترین سن 56 سال بود. در این پژوهش کلیه شرکت‌کنندگان ساکن شهرستان بستان‌آباد بودند و سطح تحصیلات مادران به ترتیب 76 نفر راهنمایی که معادل 4/30 درصد، 123 نفر دیپلم معادل 2/49 درصد و 51 نفر لیسانس معادل 4/20 درصد از شرکت کنندگان را تشکیل دادند. در نهایت اطلاعات توصیفی مربوط به متغیرهای پژوهش در جدول 1 ارائه گردیده است.
پژوهش حاضر توصیفی و از نوع همبستگی میباشد. جامعه آماری پژوهش حاضر را کلیه مادران دانش‌آموزان دوران ابتدایی شهرستان بستان‌آباد در سال 97-1396 تشکیل دادند. بر اساس گزارش Hu و همکارش [17] حداقل نمونه لازم برای مطالعاتی که از معادلات ساختاری استفاده می‌کنند 200 نفر میباشد که در این پژوهش با در نظر گرفتن احتمال افت آزمودنی از جامعه مذکور تعداد 250 نفر به‌صورت نمونه‌گیری خوشه‌ای تصادفی چندمرحله‌ای انتخاب و مورد مطالعه قرار گرفتند. به این‌صورت که ابتدا لیست مدارس شهرستان بستان آباد تهیه گردید و سپس از میان این مدارس دو مدرسه به‌صورت تصادفی (قرعه‌کشی) انتخاب شد و در این مرحله نیز از لیست اسامی مادران دانش‌آموزان 250 نفر به‌صورت تصادفی (قرعه‌کشی) انتخاب شدند و نیز ویژگی‌های جمعیت شناختی سن، جنسیت و سطح تحصیلات مادران جمعآوری شد.
در این پژوهش امکان حضور پدران وجود نداشت و به همین دلیل همه شرکت کنندگان شامل مادران بود. معیارهای ورود در این پژوهش داشتن سطح تحصیلات بین راهنمایی تا لیسانس (با توجه به سطح تحصیلات بتوانند خود به سؤالات پاسخ دهند)، ساکن شهرستان بستان‌آباد بودن، حداقل دارای سن 20 و حداکثر 55 سال و ضمناً والدین در کنار یکدیگر زندگی می‌کنند (طلاق نگرفته) بود و معیارهای خروج شامل طلاق و داشتن کودکانی با مشکل اوتیسم، آسپرگر و اختلال فروپاشنده دوران کودکی بود که این مشکلات با توجه به پرونده‌های سلامت دانش‌آموزان در مدرسه مورد ارزیابی قرار گرفت.
برای جمعآوری اطلاعات از ابزارهای ذیل استفاده شد:
فرم کوتاه پرسشنامه ذهن آگاهی Freiburg که توسط Wallach و همکارانش [18] ساخته‌شده و شامل 14 سؤال است. مقیاس این ابزار 4 درجه‌ای (به‌ندرت = 1 تا تقریباً همیشه= 4) میباشد. لازم به ذکر است عبارت شماره 13 به‌صورت معکوس نمره‌گذاری میشود. حداقل نمره در این پرسشنامه 14 و حداکثر 56 است. نمره بیشتر نشانگر ذهن آگاهی بالاتر است. در بررسی پایایی پرسشنامه، آلفای کرونباخ 86/0 به دست آمد. Ghasemi Juveyneh و همکارانش [19] به بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی این پرسشنامه پرداختند و نتایج نشان داد پایایی این پرسشنامه قابل‌قبول است و همچنین پایایی باز آزمایی پرسشنامه به فاصله چهار هفته 83/0 به دست آمد که این ضریب بیانگر پایایی باز آزمایی خوب فرم کوتاه پرسشنامه ذهن آگاهی است. همچنین آلفای کرونباخ در پژوهش Ghasemi Juveyneh و همکارانش [19] 92/0 به دست آمد و در پژوهش حاضر نیز آلفای کرونباخ 79/0 به دست آمد.
همچنین برای اندازه‌گیری مشکلات هیجانی - رفتاری کودکان از سیاهه رفتاری کودکان [6] استفاده شده است. سیاهه رفتاری کودکان از دو قسمت تشکیل شده است؛ بخش اول با داشتن 13 ماده به سنجش میزان صلاحیت کلی در قالب سه مقیاس فعالیت، مقیاس اجتماعی و مقیاس مدرسه می‌پردازد. با جمع نمره‌های سه مقیاس مذکور نمره صلاحیت کلی به دست میآید. بخش دوم سیاهه رفتاری کودکان با داشتن 113 ماده به سنجش مشکلات هیجانی – رفتاری می‌پردازد. پاسخ‌دهنده بر اساس وضعیت کودک، هر ماده را به‌صورت صفر (نادرست)، یک (گاهی درست) و دو (غالباً درست) درجه‌بندی میکند. نمره مشکلات هیجانی – رفتاری از طریق جمع‌بندی نمره‌های مشکلات رفتاری درونی سازی شده (شامل محورهای گوشهگیری، مشکلات بدنی، اضطراب و افسردگی)، مشکلات برونی‌سازی شده (شامل محورهای پرخاشگری و رفتارهای بزهکارانه) و مشکلات توجه، مشکلات تفکر و مشکلات اجتماعی به دست میآید. دامنه نمره‌های مشکلات هیجانی – رفتاری از صفرتا 24 میباشد [6]. این ابزار از روایی و اعتبار قابل قبولی برخوردار است [20]. Glosser میزان اعتبار باز آزمایی و همسانی درونی را برای مشکلات هیجانی – رفتاری به ترتیب 94/0 و 97/0، مشکلات رفتاری برونی‌سازی شده 92/0 و 94/0 و مشکلات درونی سازی شده 91/0 و 90/0 گزارش کرد [21]. در هنجاریابی این سیاهه در جمعیت ایرانی میزان اعتبار باز آزمایی و ضریب همسانی درونی برای مقیاس صلاحیت کلی 58/0 و 79/0، مشکلات هیجانی – رفتاری 58/0 و 83/0، مشکلات درونی سازی 48/0 و 86/0، مشکلات برونی‌سازی 97/0 و 88/0، مشکلات توجه 39/0 و 80/0، مشکلات تفکر 38/0 و 79/0 و مشکلات اجتماعی 48/0 و 69/0 گزارش شده است [22]. در پژوهشی دیگر ضرایب همسانی درونی برای مقیاس صلاحیت کلی 58/0 و در مشکلات هیجانی – رفتاری 96/0 به دست آمد [23]، همچنین در این پژوهش نیز آلفای کرونباخ 83/0 به دست آمد.
در نهایت از مقیاس استرس ادراک شده برای بررسی میزان استرس ادراک شده مادران استفاده گردید. این آزمون توسط Cohen و همکارانش [24] به‌منظور سنجش استرس ادراک‌شده طراحی شده است. این آزمون دارای 14 عبارت است و بر اساس یک مقیاس درجه‌بندی لیکرت از 0 تا 4 نمره‌گذاری میشود. حداقل نمره آزمودنی‌ها در این آزمون صفر و حداکثر نمره 56 میباشد و نمرات بیشتر نشان‌دهنده استرس بیشتر والدین میباشد. Alsunni و همکارش [25] همسانی درونی این آزمون را به روش آلفای کرونباخ 74/0 محاسبه کرده‌اند. در ایران Asghari و همکارانش همسانی درونی این آزمون را به روش آلفای کرونباخ 84/0 محاسبه کرده‌اند. همچنین روایی این پرسشنامه به روش تحلیل عاملی سازه و محتوایی مورد تأیید قرار گرفته است [26] و در پژوهش حاضر آلفای کرونباخ 86/0 به دست آمد.
در این پژوهش ابتدا به شرکت‌کنندگان در رابطه با اهداف و نحوه انجام پژوهش توضیحات لازم داده شد و رضایت آنها در مطالعه به‌صورت شفاهی جلب شد. لازم به ذکر است که شرکت‌کنندگان در محل مدرسه حضور پیدا می‌کردند و به آنها توضیح داده میشد که میانگین زمان تقریبی برای تکمیل پرسشنامهها 60 دقیقه است. همچنین پرسشنامهها به‌صورت خود گزارشی بودند و نیز محققین در روند اجرای پژوهش شرکت فعالانه داشتند و در صورت بروز مشکل به شرکت‌کنندگان توضیحات لازم را می‌دادند.
در نهایت داده‌های به‌دست‌آمده در این پژوهش با استفاده از نسخه 22 نرم‌افزار SPSS در سطح آلفای 05/0 و روش‌های آمار توصیفی و استنباطی مانند میانگین و ضریب همبستگی Pearson و تحلیل رگرسیون سلسله مراتبی مورد تحلیل قرار گرفت. همچنین برای تبیین مدل فرضی از نرم‌افزار Amos نسخه 20 استفاده شد. سطح معنیداری در آزمونها 05/0 در نظر گرفته شد.
نتایج
شرکت‌کنندگان در این پژوهش (250=n) مادران دانش‌آموزان دوره ابتدایی بودند که همه شرکت کنندگان شامل مادران بود. نتایج نشان داد که میانگین و انحراف معیار سنی مادران مورد بررسی 72/3 ± 21/39 سال بود. کم‌ترین سن در نمونه 27 و بیش‌ترین سن 56 سال بود. در این پژوهش کلیه شرکت‌کنندگان ساکن شهرستان بستان‌آباد بودند و سطح تحصیلات مادران به ترتیب 76 نفر راهنمایی که معادل 4/30 درصد، 123 نفر دیپلم معادل 2/49 درصد و 51 نفر لیسانس معادل 4/20 درصد از شرکت کنندگان را تشکیل دادند. در نهایت اطلاعات توصیفی مربوط به متغیرهای پژوهش در جدول 1 ارائه گردیده است.
جدول 1- آمارهای توصیفی متغیرهای ذهن آگاهی با متغیرهای روانشناختی کودکان و استرس ادراک شده مادران شهرستان بستان‌آباد در سال 1397 (250= n)
| متغیر | انحرافمعیار± میانگین | میانه | کم‌ترین | بیش‌ترین | ||||||
| ذهن آگاهی | 70/5 ± 96/33 | 00/34 | 17 | 47 | ||||||
| استرس ادراک شده مادران | 42/6 ± 09/29 | 00/30 | 4 | 42 | ||||||
| مشکلات درون‌سازی شده کودکان | 89/11 ± 62/20 | 00/18 | 0 | 52 | ||||||
| مشکلات برون سازی شده کودکان | 48/10 ± 94/18 | 00/16 | 0 | 43 | ||||||
بررسی رابطه متغیرها نشان داد که بین استرس ادراک شده مادران و ذهن آگاهی رابطه مثبت، معنیداری وجود دارد (199/0=r، 001/0>P). همچنین نتایج حاکی از وجود رابطه معنیداری بین مشکلات درون‌سازی شده کودکان و استرس ادراک شده مادران داشت (276/0= r، 001/0 >P) و بالاخره اینکه بین مشکلات برون سازی شده و استرس ادراک شده مادران نیز رابطه مثبت و معنیداری مشاهده شد (189/0= r، 001/0>P).
در این بخش ابتدا مدل فرضی و پس‌ازآن سؤالات پژوهش مورد بررسی قرار گرفت. شکل 1 مدل فرضی پژوهش را نمایش میدهد. در این مدل ارتباط مستقیم مشکلات درون‌سازی و برون سازی کودکان بر استرس ادراک شده مادران و ارتباط غیرمستقیم آنها از طریق متغیر ذهن آگاهی مورد بررسی قرار گرفت.
از پیشفرضهای روش تخمین حداکثر درست نمایی (Maximum likelihood)، در برآورد ضرایب مدل، برقراری فرض نرمال بودن چند متغیره است. جهت بررسی نرمال بودن چند متغیره از ضریب ماردیا (Mardia's coefficient) استفاده گردیده از این ضریب برای آزمون فرض نرمال بودن چند متغیره استفاده میشود و برای محاسبه آن باید از نرم‌افزار Amos استفاده شود. اگر مقدار ضریب Mardia)) کمتر از 58/2 شود میتوان استنباط کرد که پیش فرض نرمال بودن چند متغیره برقرار است و اگر نرمال بودن چند متغیره برقرار نباشد، باید از روش خودگردان سازی (Bootstrap) بهره گرفت ]27[. برای بررسی پیش فرض نرمال بودن متغیرها چولگی و کشیدگی مورد آزمون قرار گرفت که نتایج در جدول 2 نمایش داده شده است. بر اساس نتایج جدول 2، پیشفرض نرمال بودن با توجه به کمتر بودن ضریب Mardia)) (461/1) نسبت به میزان بحرانی (نسبت بحرانی ناحیه رد فرض صفر را مشخص میکند، به عبارتی مرز ناحیه رد به این طریق شناسایی میشود) قابل‌پذیرش (58/2) پذیرفته میگردد. بنابراین میتوانیم برای مدل معادلات ساختاری از روش حداکثر درستنمایی استفاده کنیم.
در این بخش ابتدا مدل فرضی و پس‌ازآن سؤالات پژوهش مورد بررسی قرار گرفت. شکل 1 مدل فرضی پژوهش را نمایش میدهد. در این مدل ارتباط مستقیم مشکلات درون‌سازی و برون سازی کودکان بر استرس ادراک شده مادران و ارتباط غیرمستقیم آنها از طریق متغیر ذهن آگاهی مورد بررسی قرار گرفت.
از پیشفرضهای روش تخمین حداکثر درست نمایی (Maximum likelihood)، در برآورد ضرایب مدل، برقراری فرض نرمال بودن چند متغیره است. جهت بررسی نرمال بودن چند متغیره از ضریب ماردیا (Mardia's coefficient) استفاده گردیده از این ضریب برای آزمون فرض نرمال بودن چند متغیره استفاده میشود و برای محاسبه آن باید از نرم‌افزار Amos استفاده شود. اگر مقدار ضریب Mardia)) کمتر از 58/2 شود میتوان استنباط کرد که پیش فرض نرمال بودن چند متغیره برقرار است و اگر نرمال بودن چند متغیره برقرار نباشد، باید از روش خودگردان سازی (Bootstrap) بهره گرفت ]27[. برای بررسی پیش فرض نرمال بودن متغیرها چولگی و کشیدگی مورد آزمون قرار گرفت که نتایج در جدول 2 نمایش داده شده است. بر اساس نتایج جدول 2، پیشفرض نرمال بودن با توجه به کمتر بودن ضریب Mardia)) (461/1) نسبت به میزان بحرانی (نسبت بحرانی ناحیه رد فرض صفر را مشخص میکند، به عبارتی مرز ناحیه رد به این طریق شناسایی میشود) قابل‌پذیرش (58/2) پذیرفته میگردد. بنابراین میتوانیم برای مدل معادلات ساختاری از روش حداکثر درستنمایی استفاده کنیم.
جدول 2- نتایج پیشفرض نرمال بودن در بررسی الگوی مورد بررسی متغیرهای ذهن آگاهی، مشکلات روانشناختی کودکان و استرس ادراک شده مادران شهرستان بستان‌آباد در سال 1397 (250n=)
| متغیر | چولگی | نسبت بحرانی (Critical ratio) | کشیدگی | نسبت بحرانی | |
| مشکلات برون‌سازی شده کودکان | 650/0 | 195/4 | 262/0- | 845/0- | |
| مشکلات درون‌سازی شده کودکان | 824/0 | 319/5 | 348/0 | 124/1 | |
| ذهن آگاهی | 150/0- | 971/0- | 042/0 | 134/0 | |
| استرس ادراک شده مادران | 880/0- | 681/5- | 819/1 | 872/5 | |
| ضریب Mardia)) | نتیجه | ||||
| 461/1 | پذیرش فرض نرمال بودن چند متغیره | ||||
در جدول 3، برآورد حداکثر درستنمایی مدل گزارش شده است. در شکل 2، این مدل به همراه برآورد ضرایب
مسیر نمایش داده شده است.
مسیر نمایش داده شده است.
شکل 2- برآورد ضرایب مسیر الگوی اولیه مورد بررسی متغیرهای ذهن آگاهی، مشکلات برون سازی و درون‌سازی کودکان و استرس ادراک‌شده مادران شهرستان بستان‌آباد در سال 1397
نتایج جدول 3، نشان میدهد که ضرایب مسیر متغیرهای مشکلات درون‌سازی کودکان به استرس ادراک شده مادران و همچنین ذهن آگاهی به استرس ادراک شده مادران معنیدار میباشند (001/0p=). طبق نتایج جدول 3، اثر مستقیم استاندارد مشکلات درون‌سازی شده کودکان بر استرس ادراک شده مادران 309/0 برآورد شده است، حال‌آن که اثر غیرمستقیم مشکلات درون‌سازی شده کودکان بر استرس ادراک شده مادران از طریق متغیر ذهن آگاهی (252/0= 193/0+059/0) میباشد که دال بر تضعیف رابطه بین متغیر مشکلات درون‌سازی شده کودکان بر استرس ادراک‌شده مادران از طریق متغیر ذهن آگاهی میباشد.
اثر مستقیم مشکلات برون سازی شده کودکان بر استرس ادراک شده مادران 049/0- برآورد شده است، حال آنکه اثر غیرمستقیم مشکلات برون سازی شده کودکان بر استرس ادراک شده مادران از طریق متغیر ذهن آگاهی (123/0= 193/0 +(07/0-)) میباشد، که دال بر تقویت رابطه بین متغیر مشکلات برون سازی شده کودکان بر استرس ادراک شده مادران از طریق متغیر ذهن آگاهی میباشد.
اثر مستقیم مشکلات برون سازی شده کودکان بر استرس ادراک شده مادران 049/0- برآورد شده است، حال آنکه اثر غیرمستقیم مشکلات برون سازی شده کودکان بر استرس ادراک شده مادران از طریق متغیر ذهن آگاهی (123/0= 193/0 +(07/0-)) میباشد، که دال بر تقویت رابطه بین متغیر مشکلات برون سازی شده کودکان بر استرس ادراک شده مادران از طریق متغیر ذهن آگاهی میباشد.
جدول 3- گزارش ضرایب مسیر و سطح معنیداری الگوی مورد بررسی متغیرهای ذهن آگاهی، مشکلات برون سازی و درون‌سازی کودکان و استرس ادراک شده مادران شهرستان بستان‌آباد در سال 1397
| مسیرهای الگو | ضرایب مسیر | خطای معیار | مقدار p | ضرایب مسیر استاندارد | نتیجه در الگو |
| مشکلات درون‌سازی به ذهن آگاهی | 029/0 | 031/0 | 346/0 | 059/0 | - |
| مشکلات برون سازی به ذهن آگاهی | 039/0- | 035/0 | 269/0 | 07/0- | - |
| مشکلات درون‌سازی به استرس | 173/0 | 033/0 | 001/0 | 309/0 | حفظ مسیر |
| مشکلات برون سازی به استرس | 031/0- | 067/0 | 408/0 | 049/0- | - |
| ذهن آگاهی به استرس مادران | 221/0 | 037/0 | 001/0 | 193/0 | حفظ مسیر |
جهت بررسی مدل نهایی از شاخصهای برازندگی مدل
استفاده شد که نتایج آن در جدول 4 مشاهده میشود.
استفاده شد که نتایج آن در جدول 4 مشاهده میشود.
جدول 4- شاخصهای برازش مدل متغیرهای ذهن آگاهی، مشکلات برون سازی و درون‌سازی کودکان و استرس ادراک شده مادران شهرستان بستان آباد در سال1397 (250n=)
| مدل | CMIN/DF | GFI | CFI | RMSEA |
| مدل فرضی | 662/228 | 769/0 | 103/0 | 956/0 |
| مدل اشباع‌شده | 000/1 | 000/1 | ||
| مدل مستقل | 318/43 | 727/0 | 000/0 | 412/0 |
نسبت خی-دو بهنجار شده (Normed Chi-Square; CMIN) به درجه آزادی، مقدار این شاخص در این پژوهش به میزان 662/228 برآورد شده است. به‌عبارت‌دیگر بر اساس این آماره، مدل مورد بررسی ما از نیکویی برازش برخوردار نمیباشد. در هر دو شاخص نیکویی برازش Goodness of Fit Index; GFI)) و شاخص برازندگی تطبیقی Comparative Fit Index; CFI) ) مقادیر در دامنه تغییرات صفر تا یک قرار دارند. در این شاخصها، مقدار بزرگ‌تر از 90/0 نمایان‌گر یک مدل با تناسب خوب است ]28[. با توجه به مقادیر این شاخصها در جدول 4، مدل از تناسب نسبتاً مناسبی برخوردار نمیباشد. شاخص ریشه خطای میانگین مجذورات تقریب (Root Mean Square Error of Approximation; RMSEA) مقدار خطای احتمالی در جمعیت را تحلیل میکند. ارزش RMSEA در محدوده کمتر از 08/0 و یا حتی 01/0 نشان دهنده برازش نسبتاً مناسب و بیشتر از 1/0 نشان دهنده برازش ضعیف است ]29[. با توجه به مقدار این شاخص در جدول 5، مدل از تناسب مناسبی برخوردار نیست.
اولین گام در آزمون مدلهای تعدیلگر، شناسایی وجود یا عدم وجود متغیر تعدیلگر است. برای پاسخ به وجود یا عدم وجود متغیر تعدیلگر حسب مقیاس متغیرهای مستقل، تعدیلگر و وابسته، چهار آزمون رایج شامل: آزمون معنی دار تغییر R2 (یکی از روش های بررسی متغیر تعدیلگر استفاده از آزمون F برای بررسی تغییرات R2 بین دو معادله رگرسیون است)، آزمون Chow، آزمون همگنی شیب‌ها و آزمون تحلیل واریانس عاملی استفاده میشود، که در این تحقیق از آزمون معنیداری تغییر R2استفاده‌شده است. قبل از بررسی نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی، ابتدا باید متمرکز سازی روی متغیر مستقل و تعدیلگر صورت گیرد. متمرکز سازی یکی از مهم‌ترین مراحل در بررسی الگوهای دارای متغیر تعدیلگر است که جهت بررسی متمرکزسازی از فرمول زیر میتوان استفاده کرد (متغیر تعدیلگر-میانگین متغیر تعدیلگر) (متغیر مستقل-میانگین متغیر مستقل)=(متغیر مستقل، متغیر تعدیلگر) ]30[. نتایج برای بررسی تأیید یا عدم تأیید نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی از طریق آزمون رگرسیون سلسله مراتبی در جدول 5 ارائه گردیده است.
نتایج جدول 5 نشان میدهد، در مدل 1 متغیر مشکلات درون‌سازی شده کودکان و ذهن آگاهی 9/33 درصد استرس ادراک‌شده مادران را تبیین مینماید در حالیکه در مدل 2 با نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی، متغیر مشکلات درون‌سازی شده کودکان 6/36 درصد استرس ادراک‌شده مادران را تبیین میکند. طبق نتایج معنیدار آزمون F هر دو مدل 1 و 2 در سطح اطمینان 95% از برازش مناسبی برخوردارند. به عبارتی نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی تأیید میشود.
اولین گام در آزمون مدلهای تعدیلگر، شناسایی وجود یا عدم وجود متغیر تعدیلگر است. برای پاسخ به وجود یا عدم وجود متغیر تعدیلگر حسب مقیاس متغیرهای مستقل، تعدیلگر و وابسته، چهار آزمون رایج شامل: آزمون معنی دار تغییر R2 (یکی از روش های بررسی متغیر تعدیلگر استفاده از آزمون F برای بررسی تغییرات R2 بین دو معادله رگرسیون است)، آزمون Chow، آزمون همگنی شیب‌ها و آزمون تحلیل واریانس عاملی استفاده میشود، که در این تحقیق از آزمون معنیداری تغییر R2استفاده‌شده است. قبل از بررسی نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی، ابتدا باید متمرکز سازی روی متغیر مستقل و تعدیلگر صورت گیرد. متمرکز سازی یکی از مهم‌ترین مراحل در بررسی الگوهای دارای متغیر تعدیلگر است که جهت بررسی متمرکزسازی از فرمول زیر میتوان استفاده کرد (متغیر تعدیلگر-میانگین متغیر تعدیلگر) (متغیر مستقل-میانگین متغیر مستقل)=(متغیر مستقل، متغیر تعدیلگر) ]30[. نتایج برای بررسی تأیید یا عدم تأیید نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی از طریق آزمون رگرسیون سلسله مراتبی در جدول 5 ارائه گردیده است.
نتایج جدول 5 نشان میدهد، در مدل 1 متغیر مشکلات درون‌سازی شده کودکان و ذهن آگاهی 9/33 درصد استرس ادراک‌شده مادران را تبیین مینماید در حالیکه در مدل 2 با نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی، متغیر مشکلات درون‌سازی شده کودکان 6/36 درصد استرس ادراک‌شده مادران را تبیین میکند. طبق نتایج معنیدار آزمون F هر دو مدل 1 و 2 در سطح اطمینان 95% از برازش مناسبی برخوردارند. به عبارتی نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی تأیید میشود.
جدول 5- خلاصه آزمون رگرسیون سلسله مراتبی متغیرهای ذهن آگاهی، مشکلات برون سازی و درون‌سازی کودکان و استرس ادراک‌شده مادران شهرستان بستان‌آباد در سال 1397 (250n=)
| خلاصه مدل | تحلیل واریانس | ||||
| الگو | ضریب تغییرات | مربع ضریب تغییرات | مربع ضریب تغییرات تعدیل‌شده | آماره F | مقدار p |
| 1 | 339/0 | 115/0 | 108/0 | 080/16 | 001/0 |
| 2 | 366/0 | 134/0 | 123/0 | 648/12 | 001/0 |
| متغیر وابسته: استرس ادراک‌شده مادران مدل 1: ثابت، مشکلات درون‌سازی شده کودکان، ذهن آگاهی مدل 2: ثابت، مشکلات درون‌سازی شده کودکان، ذهن آگاهی، مشکلات درون‌سازی شده کودکان، ذهن آگاهی |
|||||
با توجه به معناداری آزمون t، ضرایب رگرسیونی در جدول 6 در مدل 1، اثر متغیر مشکلات درون‌سازی شده کودکان بر متغیر استرس ادراک شده مادران (197/0) و اثر ذهن آگاهی (275/0) تأیید میگردد (05/0>p). در مدل 2 اثر متغیر مشکلات درون‌سازی شده کودکان بر متغیر استرس ادراک‌شده مادران (238/0) و متغیر ذهن آگاهی (165/0) و همچنین اثر تعاملی این دو متغیر مستقل (144/0-) تأیید میگردد (05/0>p ). برای تعیین نوع متغیر تعدیلگر، میتوان آن را بر اساس دو مؤلفه اساسی طبقه‌بندی نمود 1. معنیدار بودن یا نبودن اثر تعاملی معنیدار با متغیر پیش‌بین 2. داشتن و یا نداشتن ارتباط متغیر تعدیلگر با متغیر وابسته و یا مستقل.
جدول 6- جدول ضرایب رگرسیونی متغیرهای ذهن آگاهی، مشکلات برون‌سازی و درون‌سازی کودکان و استرس ادراک شده مادران شهرستان بستان آباد در سال 1397 (250n=)
| الگو | ضرایب غیراستاندارد | ضرایب استاندارد | آزمون t | |||
| B | انحراف معیار | Beta | مقدار t | مقدار p | ||
| 1 | ثابت | 408/18 | 417/2 | - | 615/7 | 001/0 |
| مشکلات درون‌سازی شده کودکان | 222/0 | 067/0 | 197/0 | 295/3 | 001/0 | |
| ذهن آگاهی | 152/0 | 033/0 | 275/0 | 598/4 | 001/0 | |
| 2 | ثابت | 064/20 | 502/2 | - | 014/8 | 001/0 |
| مشکلات درون‌سازی شده کودکان | 132/0 | 034/0 | 238/0 | 870/3 | 001/0 | |
| ذهن آگاهی | 186/0 | 069/0 | 165/0 | 707/2 | 007/0 | |
| مشکلات درون‌سازی شده کودکان ذهن آگاهی | 013/0- | 006/0 | 144/0- | 288/2- | 023/0 | |
| متغیر وابسته: استرس ادراک‌شده مادران | ||||||
با توجه به این دو مؤلفه، چهار حالت یا نوع برای متغیر
تعدیلگر پیش میآید که در شکل 3 نشان داده است ]30[.
تعدیلگر پیش میآید که در شکل 3 نشان داده است ]30[.
شکل 3- انواع متغیرهای تعدیلگر
در این فرضیه، با توجه به شکل 3، میتوان گفت متغیر تعدیلگر یعنی ذهن آگاهی با متغیر وابسته یعنی متغیر استرس کنترل‌شده مادران ارتباط معنیدار دارد و از سوی دیگر، متغیر ذهن آگاهی با متغیر پیش‌بین مشکلات درون‌سازی کودکان دارای تعامل معنیدار میباشد. بنابراین میتوان نتیجه گرفت که متغیر ذهن آگاهی تعدیلگر بوده و از نوع «شبه تعدیلگر» میباشد.
در جدول 7 نتایج نشان میدهد که طبق مدل 1 متغیر مشکلات برون‌سازی شده کودکان و ذهن آگاهی 7/27 درصد استرس ادراک شده مادران را تبیین مینماید در حالی که در مدل 2 با نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی، متغیر مشکلات برون‌سازی شده کودکان 6/37 درصد استرس ادراک شده مادران را تبیین میکند. طبق نتایج معنیداری آزمون F هر دو مدل 1 و 2 در سطح اطمینان 95 درصد از برازش مناسبی برخوردارند. به عبارتی نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی تأیید میشود (05/0>p).
در جدول 7 نتایج نشان میدهد که طبق مدل 1 متغیر مشکلات برون‌سازی شده کودکان و ذهن آگاهی 7/27 درصد استرس ادراک شده مادران را تبیین مینماید در حالی که در مدل 2 با نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی، متغیر مشکلات برون‌سازی شده کودکان 6/37 درصد استرس ادراک شده مادران را تبیین میکند. طبق نتایج معنیداری آزمون F هر دو مدل 1 و 2 در سطح اطمینان 95 درصد از برازش مناسبی برخوردارند. به عبارتی نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی تأیید میشود (05/0>p).
جدول 7- خلاصه آزمون رگرسیون سلسله مراتبی متغیرهای ذهن آگاهی، مشکلات برون سازی و درون‌سازی کودکان و استرس ادراک شده مادران شهرستان بستان‌آباد در سال 1397 (250n=)
| خلاصه مدل | تحلیل واریانس | ||||
| الگو | ضریب تغییرات | مربع ضریب تغییرات | مربع ضریب تغییرات تعدیل‌شده | آماره F | مقدار p |
| 1 | 277/0 | 077/ | 070/0 | 304/10 | 001/0 |
| 2 | 376/0 | 141/0 | 131/0 | 514/13 | 001/0 |
| متغیر وابسته: استرس ادراک‌شده مادران مدل 1: ثابت، مشکلات برون سازی شده کودکان و ذهن آگاهی مدل 2: ثابت، مشکلات برون سازی شده کودکان، ذهن آگاهی، مشکلات برون سازی شده کودکان، ذهن آگاهی |
|||||
پس‌از اینکه مشخص شد متغیر ذهن آگاهی تعدیلگر است، به بررسی شدت و میزان آن پرداخته میشود. جدول 8 نتایج آزمون ضرایب رگرسیونی هر دو مدل 1 و 2 را نمایش میدهد.
جدول 8- جدول ضرایب رگرسیونی متغیرهای ذهن آگاهی، مشکلات برون سازی و درون‌سازی کودکان واسترس ادراک شده مادران شهرستان بستان‌آباد در سال 1397 (250n=)
| الگو | ضرایب غیراستاندارد | ضرایب استاندارد | آزمون t | |||
| B | انحراف معیار | Beta | مقدار t | مقدار p | ||
| 1 | ثابت | 011/19 | 498/2 | - | 611/7 | 001/0 |
| مشکلات برون سازی شده کودکان | 121/0 | 038/0 | 194/0 | 169/3 | 002/0 | |
| ذهن آگاهی | 229/0 | 069/0 | 203/0 | 325/3 | 001/0 | |
| 2 | ثابت | 543/22 | 550/2 | - | 841/8 | 001/0 |
| مشکلات برون سازی شده کودکان | 075/0 | 039/0 | 120/0 | 952/1 | 052/0 | |
| ذهن آگاهی | 150/0 | 069/0 | 133/0 | 164/2 | 031/0 | |
| مشکلات برون سازی شده کودکان ذهن آگاهی | 031/0- | 007/0 | 273/0- | 299/4- | 001/0 | |
| متغیر وابسته: استرس ادراک‌شده مادران | ||||||
با توجه به معنیداری آزمون t ضرایب رگرسیونی در جدول 8 در مدل 1، اثر متغیر مشکلات برون سازی شده کودکان بر متغیر استرس ادراک شده مادران (189/0) و اثر متغیر ذهن آگاهی (203/0) تأیید میگردد (05/0>p ). در مدل 2 اثر متغیر مشکلات برون سازی شده کودکان بر متغیر استرس ادراک‌شده مادران تأیید نمیگردد، در حالیکه اثر متغیر ذهن آگاهی (123/0) و اثر تعاملی این دو متغیر مستقل (273/0) تأیید میگردد (001/0p=).
برای تعیین نوع متغیر تعدیلگر با توجه به شکل 3، ازآن‌جایی‌که متغیر تعدیلگر یعنی ذهن آگاهی با متغیر وابسته یعنی متغیر استرس کنترل شده مادران ارتباط معنیدار دارد و از سوی دیگر، متغیر ذهن آگاهی با متغیر پیش‌بین مشکلات برون سازی کودکان دارای تعامل معنیدار است؛ بنابراین میتوان نتیجه گرفت که متغیر ذهن آگاهی تعدیلگر بوده و از نوع «شبه تعدیلگر» میباشد.
بحث
پژوهش حاضر باهدف تعیین نقش ذهن آگاهی مادران، در ارتباط بین مشکلات روانشناختی کودک و استرس ادراک‌شده مادران، صورت گرفت. طبق نتایج پژوهش و مدل‌سازی مدل فرضی نقش واسطهای متغیر ذهن آگاهی مادران در رابطه بین مشکلات درون‌سازی شده و مشکلات برون سازی شده کودکان با استرس ادراک شده مادران تأیید نمیشود. همان‌طور که در بخش یافتهها مشاهده میشود برازش مدل نقش واسطهای متغیر ذهن آگاهی مناسب نیست و طبق آمارههای برازش مدل تأیید نمیگردد. در نتیجه متغیر ذهن آگاهی از نوع متغیر میانجی نمیباشد. نتایج پژوهش Chan و همکارش نشان دادند که ذهن آگاهی مادران نقش تعدیلگر بین مشکلات رفتاری کودکان و استرس مادران بود [31] که همسو با این یافته پژوهش میباشد.
نتایج رگرسیون سلسله مراتبی نشانگر نقش تعدیلگری ذهن آگاهی در رابطه بین مشکلات درون‌سازی شده کودکان و استرس ادراک شده مادران میباشد. همان‌طور که در بخش یافتهها مشاهده میشود با نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی، متغیر مشکلات درون‌سازی شده کودکان 6/36 درصد استرس ادراک شده مادران را تبیین میکند. اثر معنیدار متغیر مشکلات درون‌سازی شده کودکان بر متغیر استرس ادراک شده مادران (238/0)، متغیر ذهن آگاهی (165/0) و اثر تعاملی این دو متغیر مستقل (144/0-) تأیید گردید. در نتیجه متغیر ذهن آگاهی تعدیلگر بوده و از نوع «شبه تعدیلگر» میباشد؛ و این بیانگر همسو بودن با سازه‌های نظری است. طبق پژوهش Chan و همکارش [31] تعاملات معنیدار بین ویژگی ذهن آگاهی، اضطراب و مراقبت در مادران وجود دارد. همچنین یافتهها بر تأثیر محافظتی ذهن آگاهی در کاهش استرس و اضطراب در والدین این کودکان تأکید کرده است که این نتایج همسو با یافتههای پژوهش میباشد.
همچنین رگرسیون سلسله مراتبی نشانگر نقش تعدیلگری ذهن آگاهی مادران در رابطه بین مشکلات برون‌سازی شده کودکان و استرس ادراک شده مادران میباشد. همان‌طور که در بخش یافتهها مشاهده میشود با نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی، متغیر مشکلات برون سازی شده کودکان 6/37 درصد استرس ادراک شده مادران را تبیین میکند. اثر معنیدار متغیر ذهن آگاهی (133/0) و اثر تعاملی این دو متغیر مستقل (273/0-) تأیید گردید. در نتیجه متغیر ذهن آگاهی تعدیلگر بوده و از نوع «شبه تعدیلگر» میباشد و این بیانگر همسو بودن با سازه‌های نظری است. یافتهها همسو با پژوهش Chan و همکارش [31] میباشد.
پژوهش حاضر برخلاف نتایج پژوهش Jones و همکارانش [14] است که گزارش کردند، ذهن آگاهی به‌عنوان واسطه بین استرس والدین و مشکلات روانشناختی قرار دارد. بااین‌حال انتقادی که برای این پژوهش‌ها گرفته شده داشتن سوگیری والدین در گزارش مشکلات کودکانشان میباشد زیرا والدین زمانی که از ذهن آگاهی پایینی برخوردارند بیشتر تمایل دارند تا مشکلات کودکان را بیشتر گزارش کنند و این مشکل در پژوهش Chan و همکارش [31] با اضافه کردن گزارش مشکلات کودکان توسط معلم مورد بررسی قرار گرفت و نتایج همسو با پژوهش حاضر نشان دادند که ذهن آگاهی به‌عنوان تعدیلگر رابطه بین مشکلات روانشناختی کودکان و استرس مادران میباشد.
جالب توجه اینکه در این پژوهش رابطه معنیداری بین مشکلات درون‌سازی شده و برون سازی شده کودکان و ذهن آگاهی مادران وجود نداشت و این به این معنی است که مشکلات روانشناختی کودکان و ذهن آگاهی والدین می‌توانند به‌عنوان دو متغیر مستقل از هم باشند. برخلاف مطالعات قبلی [15-14]، مطالعه حاضر ارتباط منفی بین مشکلات روانشناختی کودکان و ذهن آگاهی مادران را نشان نمی‌دهد.
اگر تغییر در سطح مشکلات کودکان مستقل از سطح ذهن آگاهی والدین باشد، پس مشکلات بیشتر کودکان لزوماً همراه با کمبود ذهن آگاهی والدین نیست. به‌عبارت دیگر، والدین فرزندانی که دارای مشکلات درون‌سازی شده و برون سازی شده هستند، ضرورتاً والدین را ناآگاه‌تر نمی‌کند و احساس تنش را بیشتر نمی‌کند. ذهن آگاهی در ارتباط با توانایی‌های درونی برای آگاهی و آرامش است [32] و شواهد روزافزون نشان می‌دهند که میتوان از طریق تمرین‌های ذهن آگاهانه مانند تنفس آگاهانه و تمرین‌های مراقبه به‌طور صریح آموزش داده و تمرین کرد [33] و این ممکن است برای والدین به‌عنوان یک مفهوم عملی مفیدی باشد. به‌عنوان‌مثال، والدین می‌توانند یاد بگیرند که پذیرش خود را نسبت به فرزندان افزایش دهند و از هیجانات منفی خودآگاهی پیدا کنند، بنابراین سطح ذهن آگاهی به‌طور بالقوه می‌تواند توانایی ذهنی والدین برای مدیریت شرایط دشوار که نمی‌توانند به‌راحتی تغییر دهند کمک کند که این به‌نوبه خود می‌تواند آنها را در مقابل اثرات منفی که ممکن است بر سلامت روانی آنها تأثیرگذار باشد، حفظ کند.
والدین می‌توانند به‌جای اینکه مشکلات کودکان را تحت تأثیر قرار دهند می‌توانند نقش مهمی در کاهش مشکلات و افزایش سلامت روانی خود از طریق تدام تمرینات ذهن آگاهی داشته باشند. پدر و مادرهایی که بیشتر ذهن آگاه هستند، همان‌طور که Duncan و همکارانش [34] نشان داده‌اند، تمایل کمتر به قضاوت و پذیرش بیشتر احساسات منفی نسبت به خود و فرزندانشان دارند. آنها همچنین بیشتر از وضعیت‌های هیجانی فعلی و فرزندانشان آگاه هستند و کمتر نسبت به فرآیندهای درونی خود عکس‌العمل نشان می‌دهند. به دلیل همین ویژگی‌ها ممکن است آنها از ظرفیت روانی قوی برای برخورد با وضعیت‌های دشوار برخوردار باشند، برای مثال مراقبت از کودکان دارای مشکلات روانشناختی.
همچنین نتایج حاکی از آن بود که بین مشکلات درون‌سازی شده (گوشهگیری/افسردگی، شکایت جسمانی و اضطراب افسردگی) و برون سازی شده (قانون‌شکنی و رفتار پرخاشگری) کودکان و استرس ادراک شده مادران رابطه معناداری وجود دارد. Biswas و همکارانش [35] به این نتیجه رسیدند که طیف وسیعی از عوامل مرتبط با کودک، والدین، اجتماع و محیط بر استرس والدین تأثیر میگذارد. به‌طور خاص، عوامل مرتبط با استرس والدین بیشتر شامل مشکلات رفتاری کودک (مثلاً رفتار چالش‌برانگیز)، استراتژی‌های مقابله‌ای ناکارآمد والدین (ازجمله اجتناب و عدم خودکفایی) و محیط خانواده ضعیف (مثلاً عدم انسجام در میان اعضای خانواده) بود. همچنین طبق یافتههای پژوهش Beer و همکارانش [15] سطوح بالاتر مشکلات رفتاری کودک با علائم شدید افسردگی والدین، نشانه‌های اضطراب و استرس و سطوح پایین ذهن آگاهی والدین همراه بود. مطالعات دیگر نشان داده‌اند که داشتن یک کودک با مشکلات روانشناختی به‌طور معنیداری بر وضعیت روانشناختی والدین اثر میگذارد و باعث ایجاد استرس در خانواده و به‌ویژه والدین میشود [37-36].
در این پژوهش امکان گرفتن گزارش از معلم در مورد مشکلات روانشناختی کودکان نبود و به همین دلیل توصیه میشود در پژوهش‌های آتی گزارش معلم اضافه گردد. همچنین پژوهش حاضر از لحاظ زمانی مقطعی از نوع همبستگی میباشد که برای تصمیم‌گیری‌های علیتی محدودیت مهمی میباشد. همچنین امکان اینکه پدران در این پژوهش شرکت کنند وجود نداشت و از محدودیت‌های مهم این پژوهش محسوب میشود که این نیز می‌تواند در پژوهش‌های آتی مورد توجه قرار گیرد.
نتیجه‌گیری
در نهایت نتایج پژوهش حاضر نشان داد که بین ذهن آگاهی والدین و استرس ادراک شده مادران رابطه معنیداری وجود دارد و نیز بین استرس ادارک شده مادران و مشکلات درون‌سازی شده و برون سازی شده کودکان رابطه معنیداری وجود دارد که بر اساس این نتایج میتوان اشاره کرد که با افزایش سطح ذهن آگاهی والدین میتوان در سلامت روانی فرزندان با مشکلات روانشناختی تأثیر مثبتی داشت. بر این اساس توصیه میگردد دانش‌آموزانی که دارای مشکلات روانشناختی هستند، در بدو ورود به مدرسه شناسایی شوند و سپس توسط متخصصین حوزه درمانی و با آموزش مهارت‌های ذهن آگاهی به والدین آنها به‌سلامت دانش‌آموزان و والدین کمک کرد که در این مسیر نقش مسئولین مدارس و آموزش و پرورش بسیار مهم میباشد.
تشکر و قدردانی
در نهایت از تمامی مسئولان آموزش و پرورش شهرستان
بستان‌آباد که برای صدور مجوز برای ورود به مدارس برای جمعآوری اطلاعات نهایت همکاری را داشتند و همچنین از مادران شرکت‌کننده در این پژوهش که همکاری کردند نهایت تشکر و قدردانی به عمل می آید.
برای تعیین نوع متغیر تعدیلگر با توجه به شکل 3، ازآن‌جایی‌که متغیر تعدیلگر یعنی ذهن آگاهی با متغیر وابسته یعنی متغیر استرس کنترل شده مادران ارتباط معنیدار دارد و از سوی دیگر، متغیر ذهن آگاهی با متغیر پیش‌بین مشکلات برون سازی کودکان دارای تعامل معنیدار است؛ بنابراین میتوان نتیجه گرفت که متغیر ذهن آگاهی تعدیلگر بوده و از نوع «شبه تعدیلگر» میباشد.
بحث
پژوهش حاضر باهدف تعیین نقش ذهن آگاهی مادران، در ارتباط بین مشکلات روانشناختی کودک و استرس ادراک‌شده مادران، صورت گرفت. طبق نتایج پژوهش و مدل‌سازی مدل فرضی نقش واسطهای متغیر ذهن آگاهی مادران در رابطه بین مشکلات درون‌سازی شده و مشکلات برون سازی شده کودکان با استرس ادراک شده مادران تأیید نمیشود. همان‌طور که در بخش یافتهها مشاهده میشود برازش مدل نقش واسطهای متغیر ذهن آگاهی مناسب نیست و طبق آمارههای برازش مدل تأیید نمیگردد. در نتیجه متغیر ذهن آگاهی از نوع متغیر میانجی نمیباشد. نتایج پژوهش Chan و همکارش نشان دادند که ذهن آگاهی مادران نقش تعدیلگر بین مشکلات رفتاری کودکان و استرس مادران بود [31] که همسو با این یافته پژوهش میباشد.
نتایج رگرسیون سلسله مراتبی نشانگر نقش تعدیلگری ذهن آگاهی در رابطه بین مشکلات درون‌سازی شده کودکان و استرس ادراک شده مادران میباشد. همان‌طور که در بخش یافتهها مشاهده میشود با نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی، متغیر مشکلات درون‌سازی شده کودکان 6/36 درصد استرس ادراک شده مادران را تبیین میکند. اثر معنیدار متغیر مشکلات درون‌سازی شده کودکان بر متغیر استرس ادراک شده مادران (238/0)، متغیر ذهن آگاهی (165/0) و اثر تعاملی این دو متغیر مستقل (144/0-) تأیید گردید. در نتیجه متغیر ذهن آگاهی تعدیلگر بوده و از نوع «شبه تعدیلگر» میباشد؛ و این بیانگر همسو بودن با سازه‌های نظری است. طبق پژوهش Chan و همکارش [31] تعاملات معنیدار بین ویژگی ذهن آگاهی، اضطراب و مراقبت در مادران وجود دارد. همچنین یافتهها بر تأثیر محافظتی ذهن آگاهی در کاهش استرس و اضطراب در والدین این کودکان تأکید کرده است که این نتایج همسو با یافتههای پژوهش میباشد.
همچنین رگرسیون سلسله مراتبی نشانگر نقش تعدیلگری ذهن آگاهی مادران در رابطه بین مشکلات برون‌سازی شده کودکان و استرس ادراک شده مادران میباشد. همان‌طور که در بخش یافتهها مشاهده میشود با نقش تعدیلگری متغیر ذهن آگاهی، متغیر مشکلات برون سازی شده کودکان 6/37 درصد استرس ادراک شده مادران را تبیین میکند. اثر معنیدار متغیر ذهن آگاهی (133/0) و اثر تعاملی این دو متغیر مستقل (273/0-) تأیید گردید. در نتیجه متغیر ذهن آگاهی تعدیلگر بوده و از نوع «شبه تعدیلگر» میباشد و این بیانگر همسو بودن با سازه‌های نظری است. یافتهها همسو با پژوهش Chan و همکارش [31] میباشد.
پژوهش حاضر برخلاف نتایج پژوهش Jones و همکارانش [14] است که گزارش کردند، ذهن آگاهی به‌عنوان واسطه بین استرس والدین و مشکلات روانشناختی قرار دارد. بااین‌حال انتقادی که برای این پژوهش‌ها گرفته شده داشتن سوگیری والدین در گزارش مشکلات کودکانشان میباشد زیرا والدین زمانی که از ذهن آگاهی پایینی برخوردارند بیشتر تمایل دارند تا مشکلات کودکان را بیشتر گزارش کنند و این مشکل در پژوهش Chan و همکارش [31] با اضافه کردن گزارش مشکلات کودکان توسط معلم مورد بررسی قرار گرفت و نتایج همسو با پژوهش حاضر نشان دادند که ذهن آگاهی به‌عنوان تعدیلگر رابطه بین مشکلات روانشناختی کودکان و استرس مادران میباشد.
جالب توجه اینکه در این پژوهش رابطه معنیداری بین مشکلات درون‌سازی شده و برون سازی شده کودکان و ذهن آگاهی مادران وجود نداشت و این به این معنی است که مشکلات روانشناختی کودکان و ذهن آگاهی والدین می‌توانند به‌عنوان دو متغیر مستقل از هم باشند. برخلاف مطالعات قبلی [15-14]، مطالعه حاضر ارتباط منفی بین مشکلات روانشناختی کودکان و ذهن آگاهی مادران را نشان نمی‌دهد.
اگر تغییر در سطح مشکلات کودکان مستقل از سطح ذهن آگاهی والدین باشد، پس مشکلات بیشتر کودکان لزوماً همراه با کمبود ذهن آگاهی والدین نیست. به‌عبارت دیگر، والدین فرزندانی که دارای مشکلات درون‌سازی شده و برون سازی شده هستند، ضرورتاً والدین را ناآگاه‌تر نمی‌کند و احساس تنش را بیشتر نمی‌کند. ذهن آگاهی در ارتباط با توانایی‌های درونی برای آگاهی و آرامش است [32] و شواهد روزافزون نشان می‌دهند که میتوان از طریق تمرین‌های ذهن آگاهانه مانند تنفس آگاهانه و تمرین‌های مراقبه به‌طور صریح آموزش داده و تمرین کرد [33] و این ممکن است برای والدین به‌عنوان یک مفهوم عملی مفیدی باشد. به‌عنوان‌مثال، والدین می‌توانند یاد بگیرند که پذیرش خود را نسبت به فرزندان افزایش دهند و از هیجانات منفی خودآگاهی پیدا کنند، بنابراین سطح ذهن آگاهی به‌طور بالقوه می‌تواند توانایی ذهنی والدین برای مدیریت شرایط دشوار که نمی‌توانند به‌راحتی تغییر دهند کمک کند که این به‌نوبه خود می‌تواند آنها را در مقابل اثرات منفی که ممکن است بر سلامت روانی آنها تأثیرگذار باشد، حفظ کند.
والدین می‌توانند به‌جای اینکه مشکلات کودکان را تحت تأثیر قرار دهند می‌توانند نقش مهمی در کاهش مشکلات و افزایش سلامت روانی خود از طریق تدام تمرینات ذهن آگاهی داشته باشند. پدر و مادرهایی که بیشتر ذهن آگاه هستند، همان‌طور که Duncan و همکارانش [34] نشان داده‌اند، تمایل کمتر به قضاوت و پذیرش بیشتر احساسات منفی نسبت به خود و فرزندانشان دارند. آنها همچنین بیشتر از وضعیت‌های هیجانی فعلی و فرزندانشان آگاه هستند و کمتر نسبت به فرآیندهای درونی خود عکس‌العمل نشان می‌دهند. به دلیل همین ویژگی‌ها ممکن است آنها از ظرفیت روانی قوی برای برخورد با وضعیت‌های دشوار برخوردار باشند، برای مثال مراقبت از کودکان دارای مشکلات روانشناختی.
همچنین نتایج حاکی از آن بود که بین مشکلات درون‌سازی شده (گوشهگیری/افسردگی، شکایت جسمانی و اضطراب افسردگی) و برون سازی شده (قانون‌شکنی و رفتار پرخاشگری) کودکان و استرس ادراک شده مادران رابطه معناداری وجود دارد. Biswas و همکارانش [35] به این نتیجه رسیدند که طیف وسیعی از عوامل مرتبط با کودک، والدین، اجتماع و محیط بر استرس والدین تأثیر میگذارد. به‌طور خاص، عوامل مرتبط با استرس والدین بیشتر شامل مشکلات رفتاری کودک (مثلاً رفتار چالش‌برانگیز)، استراتژی‌های مقابله‌ای ناکارآمد والدین (ازجمله اجتناب و عدم خودکفایی) و محیط خانواده ضعیف (مثلاً عدم انسجام در میان اعضای خانواده) بود. همچنین طبق یافتههای پژوهش Beer و همکارانش [15] سطوح بالاتر مشکلات رفتاری کودک با علائم شدید افسردگی والدین، نشانه‌های اضطراب و استرس و سطوح پایین ذهن آگاهی والدین همراه بود. مطالعات دیگر نشان داده‌اند که داشتن یک کودک با مشکلات روانشناختی به‌طور معنیداری بر وضعیت روانشناختی والدین اثر میگذارد و باعث ایجاد استرس در خانواده و به‌ویژه والدین میشود [37-36].
در این پژوهش امکان گرفتن گزارش از معلم در مورد مشکلات روانشناختی کودکان نبود و به همین دلیل توصیه میشود در پژوهش‌های آتی گزارش معلم اضافه گردد. همچنین پژوهش حاضر از لحاظ زمانی مقطعی از نوع همبستگی میباشد که برای تصمیم‌گیری‌های علیتی محدودیت مهمی میباشد. همچنین امکان اینکه پدران در این پژوهش شرکت کنند وجود نداشت و از محدودیت‌های مهم این پژوهش محسوب میشود که این نیز می‌تواند در پژوهش‌های آتی مورد توجه قرار گیرد.
نتیجه‌گیری
در نهایت نتایج پژوهش حاضر نشان داد که بین ذهن آگاهی والدین و استرس ادراک شده مادران رابطه معنیداری وجود دارد و نیز بین استرس ادارک شده مادران و مشکلات درون‌سازی شده و برون سازی شده کودکان رابطه معنیداری وجود دارد که بر اساس این نتایج میتوان اشاره کرد که با افزایش سطح ذهن آگاهی والدین میتوان در سلامت روانی فرزندان با مشکلات روانشناختی تأثیر مثبتی داشت. بر این اساس توصیه میگردد دانش‌آموزانی که دارای مشکلات روانشناختی هستند، در بدو ورود به مدرسه شناسایی شوند و سپس توسط متخصصین حوزه درمانی و با آموزش مهارت‌های ذهن آگاهی به والدین آنها به‌سلامت دانش‌آموزان و والدین کمک کرد که در این مسیر نقش مسئولین مدارس و آموزش و پرورش بسیار مهم میباشد.
تشکر و قدردانی
در نهایت از تمامی مسئولان آموزش و پرورش شهرستان
بستان‌آباد که برای صدور مجوز برای ورود به مدارس برای جمعآوری اطلاعات نهایت همکاری را داشتند و همچنین از مادران شرکت‌کننده در این پژوهش که همکاری کردند نهایت تشکر و قدردانی به عمل می آید.
[1] United Nations Children’s Fund (UNICEF): The State of the World's Children, 2014 In Numbers. Publisher UNICEF, 2014.
[2] Kieling C, Baker Henningham H, Belfer M, Conti G, Ertem I, Omigbodun O, et al. Child and adolescent mental health worldwide: evidence for action. Lancet 2011; 22(9801): 1515-25.
[3] Chan KKS, & Lam CB. Trait mindfulness attenuates the adverse psychological impact of stigma on parents of children with autism spectrum disorder. Mindfulness 2017; 8(4): 984-94.
[4] American Psychiatric Association, DSM-5 Task Force. Diagnostic and statistical manual of mental disorders: DSM-5™ [5th Ed.]. Arlington, VA, US: American Psychiatric Publishing Inc 2013; 396.
[5] Kim-Cohen J, Caspi A, Moffitt TE, Harrington H, Milne BJ, Poulton R. Prior juvenile diagnoses in adults with mental disorder: developmental follow-back of a prospective-longitudinal cohort. Arch Gen Psychiatry 2003; 60(7): 709–17.
[6] Achenbach TM, & Rescorla LA. Manual for the ASEBA school age forms & profiles. Burlington, VT: University of Vermont, Research Center of Children 2001; 271.
[7] Vameghi R, Amir Aliakbari S, Sajedi F, Sajjadi H, Alavimajd H, Hajighasemali S. Comparison of stress and perceived social support in mothers of 6-18 month-old children with and without developmental delay. Hayat, Journal of School of Nursing and Midwifery 2015; 21(3): 74-87. [Farsi]
[8] Hobart HM, Smith W. psychological problem and family in the People’s Republic of China: Learning from parents perspectives. Research & Practice for Persons with Severe Disabilities 2014; 33(1-2): 37-47.
[9] McConkey R, Truesdale-Kennedy M, Chang MY, Jarrah S, Shukri R. The impact on mothers of bringing up a child with intellectual disabilities: a cross-cultural study. Int J Nurs Stud 2015; 45(1): 65-74.
[10] Edward P S. Health psychology: psychosocial interactions. New York: John Wiley & Sons, Inc. 2002.
[11] Tang YY, Hölzel BK, Posner MI. The neuroscience of mindfulness meditation. Nature Reviews Neuroscience 2015; 16(4): 213-225.
[12] Tabrizchi N, Vahidi Z. Comparison of emotion regulation, mindfulness and psychological well-being in mothers of students with and without learning disabilities. Learning Disabilities 2015; 4 (4): 21-35. [Farsi]
[13] Carmody J. Baer RA. Relationships between mindfulness practice and levels of mindfulness, medical and psychological symptoms and well-being in a mindfulness-based stress reduction program. J Behavioral Med 2008; 31(1): 23-33.
[14] Jones L, Hastings RP, Totsika V, Keane L, Rhule N. Child behavior problems and parental well-being in families of children with autism: The mediating role of mindfulness and acceptance. Am J Intellectual Develop Disabilities 2014; 119(2): 171-85.
[15] Beer M. Ward L. Moar K. The relationship between mindful parenting and distress in parents of children with an autism spectrum disorder. Mindfulness 2013; 4 (2): 102-12.
[16] Cachia RL, Anderson A, Moore DW. Mindfulness, stress and well-being in parents of children with autism spectrum disorder: A systematic review, J Child and Family Studies 2016; 25 (1): 1-14.
[17] Hu LT, Bentler PM. Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling a, Multidisciplinary J 1999; 6(1): 1-55.
[18] Walach H, Buchheld N, Buttenmüller V, Kleinknecht N, Schmidt S. Measuring mindfulness - The Freiburg mindfulness inventory [FMI]. Pers Individ Dif 2006; 40(8): 1543-55.
[19] Ghasemi Juveyneh R, Arabzadeh M, Jalili Nikoo S, Mohammad Ali Pour Z, Mohsenzadeh F. Validity and Reliability of the Persian Version of the Short Form of the Freiburg Mindfulness Questionnaire, J Rafsanjan Univ Med Sci 2015; 14(2): 137-50. [Farsi]
[20] Youngstrom E, Youngstrom JK. Starr M. Bipolar diagnoses in community mental health: Achenbach child behavior checklist profiles and patterns of comorbidity. Biol Psychiatry 2005; 58(7): 569-75.
[21] Glosser R. Examination of the relationship between the Child Behavior Checklist/ 6-18 and the Social Responsiveness Scale Parent Forms using individuals with high functioning autism. Doctoral Dissertation, Indiana University of Pennsylvania 2011. 69.
[22] Achenbach TM, & Rescorla LA. School Age Forms Manual, Achenbach Experience Based Assessment System translated by Minaehi A. Tehran: Research Institute for Education 2011. 98. [Farsi]
[23] Yeghane T. The Effectiveness of Social Skills Training on Vocalization and Students' Emotional-Behavioral Disorders, Developmental Psychology: Iranian Psychology 2014, 10 (40): 419-09. [Farsi]
[24] Cohen S, Kamarak T, Mermelstein R. A global measure of perceived stress. Journal Health Soc Behav 1983; 24(4): 385-96.
[25] Alsunni A, Latif R. Perceived stress among medical students in preclinical years: A Saudi Arabian perspective. Saudi J Health Sci 2014; 3(3): 155-59
[26] Asghari F, Sadeghi A, Aslani K, Saadat S, Khodayari H. The Survey of Relationship between Perceived Stress Coping Strategies and Suicide Ideation among Students at University of Guilan, Iran. International Journal of Education and Research 2013; 1(11): 111-18. [Farsi]
[27] Jodie BU. Structural Equation Modeling: Reviewing the Basics and Moving Forward. J Personality Assessment 2006; 87(1): 35–50
[28] Habibi, A. Adnour, M. Structural Equation Modeling, Jihad University, Publishers First Edition 2015. 52. [Farsi].
[29] Cohen J, Cohen P, West SG, AikenL, S. Applied Multiple Regression/ Correlation Analysis for Behavioral Sciences 3rded. New Jersey: Lawrence Erlbaum Associates. Inc 2003. 175.
[30] Sharma S, Durand RM, Gur-Arie O. Identification and analysis of moderator variables. Journal of Marketing Research 1981; 18(3): 291-300.
[31] Chan TO, Lam SF. Mediator or moderator? The role of mindfulness in the association between child behavior problems and parental stress, Research in Developmental Disabilities 2017; 70: 1–10.
[32] Kabat-Zinn, J. Full catastrophe living: Using the wisdom of your body and mind to face stress, pain, and illness. New York, NY: Dell Publishing 1990. 216.
[33] Bazzano A, Wolfe C, Zylowska L, Wang S, Schuster E, Barrett C, Lehrer D. Mindfulness based stress reduction (MBSR) for parents and caregivers of individuals with developmental disabilities: A community-based approach, Journal of Child and Family Studies 2015; 24(2): 298-308.
[34] Duncan LG, Coatsworth JD, & Greenberg MT. A model of mindful parenting: Implications for parent-child relationships and prevention research. Clinical Child and Family Psychology Review 2009; 12(3): 255–70.
[35] Biswas S, Moghaddam N, Tickle A. What are the factors that influence parental stress when caring for a child with an intellectual disability? A critical literature review, International Journal of Developmental Disabilities 2015; 61 (3): 127-46.
[36] Schieve LA, Blumberg SJ, Rice C, Visser SN, Boyle C. The relationship between autism and parenting stress. Pediatrics 2007; 119 (1): 114-21.
[37] Zembat R, Yildiz D. A comparison of acceptance and hopelessness levels of disabled preschool children’s mothers. Procedia - Social and Behavioral Sciences 2010; 2(2): 1457-61.
[2] Kieling C, Baker Henningham H, Belfer M, Conti G, Ertem I, Omigbodun O, et al. Child and adolescent mental health worldwide: evidence for action. Lancet 2011; 22(9801): 1515-25.
[3] Chan KKS, & Lam CB. Trait mindfulness attenuates the adverse psychological impact of stigma on parents of children with autism spectrum disorder. Mindfulness 2017; 8(4): 984-94.
[4] American Psychiatric Association, DSM-5 Task Force. Diagnostic and statistical manual of mental disorders: DSM-5™ [5th Ed.]. Arlington, VA, US: American Psychiatric Publishing Inc 2013; 396.
[5] Kim-Cohen J, Caspi A, Moffitt TE, Harrington H, Milne BJ, Poulton R. Prior juvenile diagnoses in adults with mental disorder: developmental follow-back of a prospective-longitudinal cohort. Arch Gen Psychiatry 2003; 60(7): 709–17.
[6] Achenbach TM, & Rescorla LA. Manual for the ASEBA school age forms & profiles. Burlington, VT: University of Vermont, Research Center of Children 2001; 271.
[7] Vameghi R, Amir Aliakbari S, Sajedi F, Sajjadi H, Alavimajd H, Hajighasemali S. Comparison of stress and perceived social support in mothers of 6-18 month-old children with and without developmental delay. Hayat, Journal of School of Nursing and Midwifery 2015; 21(3): 74-87. [Farsi]
[8] Hobart HM, Smith W. psychological problem and family in the People’s Republic of China: Learning from parents perspectives. Research & Practice for Persons with Severe Disabilities 2014; 33(1-2): 37-47.
[9] McConkey R, Truesdale-Kennedy M, Chang MY, Jarrah S, Shukri R. The impact on mothers of bringing up a child with intellectual disabilities: a cross-cultural study. Int J Nurs Stud 2015; 45(1): 65-74.
[10] Edward P S. Health psychology: psychosocial interactions. New York: John Wiley & Sons, Inc. 2002.
[11] Tang YY, Hölzel BK, Posner MI. The neuroscience of mindfulness meditation. Nature Reviews Neuroscience 2015; 16(4): 213-225.
[12] Tabrizchi N, Vahidi Z. Comparison of emotion regulation, mindfulness and psychological well-being in mothers of students with and without learning disabilities. Learning Disabilities 2015; 4 (4): 21-35. [Farsi]
[13] Carmody J. Baer RA. Relationships between mindfulness practice and levels of mindfulness, medical and psychological symptoms and well-being in a mindfulness-based stress reduction program. J Behavioral Med 2008; 31(1): 23-33.
[14] Jones L, Hastings RP, Totsika V, Keane L, Rhule N. Child behavior problems and parental well-being in families of children with autism: The mediating role of mindfulness and acceptance. Am J Intellectual Develop Disabilities 2014; 119(2): 171-85.
[15] Beer M. Ward L. Moar K. The relationship between mindful parenting and distress in parents of children with an autism spectrum disorder. Mindfulness 2013; 4 (2): 102-12.
[16] Cachia RL, Anderson A, Moore DW. Mindfulness, stress and well-being in parents of children with autism spectrum disorder: A systematic review, J Child and Family Studies 2016; 25 (1): 1-14.
[17] Hu LT, Bentler PM. Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling a, Multidisciplinary J 1999; 6(1): 1-55.
[18] Walach H, Buchheld N, Buttenmüller V, Kleinknecht N, Schmidt S. Measuring mindfulness - The Freiburg mindfulness inventory [FMI]. Pers Individ Dif 2006; 40(8): 1543-55.
[19] Ghasemi Juveyneh R, Arabzadeh M, Jalili Nikoo S, Mohammad Ali Pour Z, Mohsenzadeh F. Validity and Reliability of the Persian Version of the Short Form of the Freiburg Mindfulness Questionnaire, J Rafsanjan Univ Med Sci 2015; 14(2): 137-50. [Farsi]
[20] Youngstrom E, Youngstrom JK. Starr M. Bipolar diagnoses in community mental health: Achenbach child behavior checklist profiles and patterns of comorbidity. Biol Psychiatry 2005; 58(7): 569-75.
[21] Glosser R. Examination of the relationship between the Child Behavior Checklist/ 6-18 and the Social Responsiveness Scale Parent Forms using individuals with high functioning autism. Doctoral Dissertation, Indiana University of Pennsylvania 2011. 69.
[22] Achenbach TM, & Rescorla LA. School Age Forms Manual, Achenbach Experience Based Assessment System translated by Minaehi A. Tehran: Research Institute for Education 2011. 98. [Farsi]
[23] Yeghane T. The Effectiveness of Social Skills Training on Vocalization and Students' Emotional-Behavioral Disorders, Developmental Psychology: Iranian Psychology 2014, 10 (40): 419-09. [Farsi]
[24] Cohen S, Kamarak T, Mermelstein R. A global measure of perceived stress. Journal Health Soc Behav 1983; 24(4): 385-96.
[25] Alsunni A, Latif R. Perceived stress among medical students in preclinical years: A Saudi Arabian perspective. Saudi J Health Sci 2014; 3(3): 155-59
[26] Asghari F, Sadeghi A, Aslani K, Saadat S, Khodayari H. The Survey of Relationship between Perceived Stress Coping Strategies and Suicide Ideation among Students at University of Guilan, Iran. International Journal of Education and Research 2013; 1(11): 111-18. [Farsi]
[27] Jodie BU. Structural Equation Modeling: Reviewing the Basics and Moving Forward. J Personality Assessment 2006; 87(1): 35–50
[28] Habibi, A. Adnour, M. Structural Equation Modeling, Jihad University, Publishers First Edition 2015. 52. [Farsi].
[29] Cohen J, Cohen P, West SG, AikenL, S. Applied Multiple Regression/ Correlation Analysis for Behavioral Sciences 3rded. New Jersey: Lawrence Erlbaum Associates. Inc 2003. 175.
[30] Sharma S, Durand RM, Gur-Arie O. Identification and analysis of moderator variables. Journal of Marketing Research 1981; 18(3): 291-300.
[31] Chan TO, Lam SF. Mediator or moderator? The role of mindfulness in the association between child behavior problems and parental stress, Research in Developmental Disabilities 2017; 70: 1–10.
[32] Kabat-Zinn, J. Full catastrophe living: Using the wisdom of your body and mind to face stress, pain, and illness. New York, NY: Dell Publishing 1990. 216.
[33] Bazzano A, Wolfe C, Zylowska L, Wang S, Schuster E, Barrett C, Lehrer D. Mindfulness based stress reduction (MBSR) for parents and caregivers of individuals with developmental disabilities: A community-based approach, Journal of Child and Family Studies 2015; 24(2): 298-308.
[34] Duncan LG, Coatsworth JD, & Greenberg MT. A model of mindful parenting: Implications for parent-child relationships and prevention research. Clinical Child and Family Psychology Review 2009; 12(3): 255–70.
[35] Biswas S, Moghaddam N, Tickle A. What are the factors that influence parental stress when caring for a child with an intellectual disability? A critical literature review, International Journal of Developmental Disabilities 2015; 61 (3): 127-46.
[36] Schieve LA, Blumberg SJ, Rice C, Visser SN, Boyle C. The relationship between autism and parenting stress. Pediatrics 2007; 119 (1): 114-21.
[37] Zembat R, Yildiz D. A comparison of acceptance and hopelessness levels of disabled preschool children’s mothers. Procedia - Social and Behavioral Sciences 2010; 2(2): 1457-61.
- Investigating the Role of Mindfulness in the Relationship between Children's Psychological Problems (Internalizing and Externalizing Problems) and Perceived Stress of Bostan Abad Mothers in 2018: A Descriptive Study
K. Babaei Nadinluei[3], F. Fatehi Bostanabad[4]
Received: 16/02/2019 Sent for Revision: 05/03/2019 Received Revised Manuscript: 30/09/2019 Accepted: 01/10/2019
Background and Objectives Mindfulness increases the performance of interpersonal relationships and the effectiveness of coping with stress in parents of children with psychological problems. The existence of children with psychological problems in the family, according to the specific needs of these children, is a source of stress and affects the mental health of family members. The purpose of this study was to investigate the role of mindfulness as a moderator or mediator in the relationship between children's psychological problems (internalizing and externalizing) and perceived stress in mothers.
Materials and Methods: In this descriptive correlational study, 250 students were selected through multi-stage random cluster sampling among parents of elementary school students in Bostan Abad city in the academic year of 2017-2018. In order to collect data, the Mindfulness Questionnaire, Child Behavioral Questionnaire and Perceived Stress Scale were used as research tool. The data were analyzed using Pearson’s correlation coefficient and hierarchical regression.
Result: The results showed that there is a significant relationship between the externalizing and internalizing problems of children and its sub-components, including seclusion/depression, physical complaint, depression anxiety, rule breaking and aggressive behavior and perceived stress of mothers (p=0.001). Also, moderating role of mindfulness variable was confirmed in the relationship between variables of internalizing and externalizing problems of children and perceived stress in mothers (p=0.001).
Conclusion: According to the results, it seems that mindfulness as a protective factor can be effective in reducing the stress of mothers due to children's problems.
Key words: Behavior Disorders, Mindfulness, Parenting stress, Bostan Abad
Funding: This study did not have any funds.
Conflict of interest: None declared.
Ethical approval[j2] : The Ethics Committee of Azad University of Ahar approved the study.
How to cite this article: Babaei Nadinluei K, Fatehi Bostanabad F. Investigating the Role of Mindfulness in the Relationship Between Children's Psychological Problems (Internalizing and Externalizing Problems) and Perceived Stress of Bostan Abad Mothers in 2018: A Descriptive Study. J Rafsanjan Univ Med Sci 2020; 18 (11): 1083-1102. [Farsi]
تلفن: 34237622-041، دورنگار: 34324433-041، پست الکترونیکی: k.babayi66@yahoo.com
ORCID: 0000-0002-7943-7920 (Corresponding Author) Tel: (041) 34237622, Fax: (041) 34324433, E-mail: k.babayi66@gmail.com
- - MSc in General Psychology, Azad University of Ahar, Tabriz, Iran, ORCID: 0000-0003-3524-6521
نوع مطالعه: پژوهشي |
موضوع مقاله:
روانپزشكي
دریافت: 1397/10/15 | پذیرش: 1398/7/9 | انتشار: 1398/12/2
دریافت: 1397/10/15 | پذیرش: 1398/7/9 | انتشار: 1398/12/2
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
