جلد 20، شماره 8 - ( 8-1400 )
جلد 20 شماره 8 صفحات 904-891 |
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:
Asadi-Rajani M, Kachooei M, Ahmadbeygi Z, Vahidi E. The Relationship between Alexithymia and Unhealthy Eating Behaviors in Female Students of Tehran Universities in 2019: A Descriptive Study. JRUMS 2021; 20 (8) :891-904
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-6029-fa.html
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-6029-fa.html
اسدی رجانی مائده، کچویی محسن، احمدبیگی زهرا، وحیدی الهه. رابطه ناگویی خلقی با رفتارهای خوردن ناسالم در دانشجویان دختر دانشگاههای شهر تهران در سال 1398: یک مطالعه توصیفی. مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان. 1400; 20 (8) :891-904
دانشگاه علم و فرهنگ
متن کامل [PDF 345 kb]
(447 دریافت)
| چکیده (HTML) (1301 مشاهده)
شکل 1- الگوی مفهومی ارتباط بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم: نقش میانجی آشفتگی روانی در دانشجویان دختر شهر تهران در سال 1398
شکل 2- الگوی میانجیگری آشفتگی روانی در رابطه ناگویی خلقی و رفتار خوردن بیرونی (الگوی نهایی 1) در دانشجویان دختر دانشگاههای شهر تهران در سال 1398
برای آزمودن الگوی ارائه شده در شکل 3 نیز از روش تحلیل مسیر استفاده شد. در این الگو، مسیر مستقیم از ناگویی خلقی به رفتارهای خوردن هیجانی به لحاظ آماری معنادار نبود (814/0=p). پس از حذف این مسیر (که با خط‌چین نمایش داده شده است)، الگوی نهایی به دست آمد.
شکل 3- الگوی میانجیگری آشفتگی روانی در رابطه ناگویی خلقی و رفتار خوردن هیجانی (الگوی نهایی 2) در دانشجویان دختر دانشگاههای شهر تهران در سال 1398
جدول 2- شاخصهای برازندگی الگوی نهایی 1 و الگوی نهایی 2 برای آزمودن رابطه ناگویی خلقی با رفتارهای ناسالم خوردن: نقش میانجی آشفتگی روانی در دانشجویان دختر دانشگاههای شهر تهران در سال 1398
بحث
هدف از پژوهش حاضر تعیین رابطه ناگویی خلقی با رفتارهای خوردن ناسالم با میانجیگری آشفتگی روانی بود. تحلیل دادهها نشان داد که بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم رابطه معناداری وجود دارد. این یافته با پژوهشهای پیشین همسو میباشد [17-13]. مشکلات ناشی از تحمل و تنظیم برانگیختگی در افراد دارای ناگویی خلقی نمایان است، همچنین مشکلات این افراد در شناسایی و توصیف هیجانها مانع کنار آمدن آنها با حالتهای عاطفی نامطلوب تجربه شده میشود. در نتیجه افراد دارای ناگویی خلقی مشکلاتی در تنظیم هیجان داشته، توانایی مدیریت هیجان را ندارند و به همین دلیل با افزایش ناگویی خلقی، میزان رفتارهای ناسالم آنها از جمله خوردن ناسالم افزایش مییابد.
از سوی دیگر، تحلیل دادهها نشان داد که بین ناگویی خلقی و آشفتگی روانی رابطه معناداری وجود دارد. مطالعات نشان میدهند ناگویی خلقی با افسردگی و اضطراب که مؤلفههای آشفتگی روانی هستند، رابطه دارد [33، 19]. در تبیین این یافته میتوان گفت از آنجایی که ناگویی خلقی عدم توانایی در توصیف احساسات و هیجانات است، این افراد زمانی که نتوانند اطلاعات هیجانی را درک و ارزشیابی کنند، از نظر شناختی و عاطفی دچار آسیب شده و آشفته میشوند. یکی از روشهای جلوگیری از این نوع آشفتگیها، تخلیه و بیان هیجانی است. حال اگر فرد نتواند هیجانات و احساسات خود را ابراز کند، افسرده شده و سلامت روان وی کاهش مییابد. همچنین، مشکلات در بیان عواطف و احساسات باعث کاهش حمایت اجتماعی شده و در نتیجه فرد دچار آشفتگی روانشناختی از جمله اضطراب و افسردگی میشود [34].
همچنین یافتهها نشان داد که بین آشفتگی روانی و رفتارهای خوردن ناسالم رابطه معناداری وجود دارد. در پژوهشهای متعددی نشان داده شده است که آشفتگی روانی رفتار خوردن ناسالم را پیشبینی میکند و افرادی که در معرض شرایط اضطرابآور قرار میگیرند، بیش‌تر مرتکب رفتارهای خوردن ناسالم میشوند [21-20]. همچنین مطالعهای نشان داد که افسردگی با رفتار خوردن هیجانی رابطه مستقیم دارد، اما با خوردن بیرونی ارتباط ندارد [35]. در تبیین تفاوت یافته مطالعه حاضر با این مطالعه که بین افسردگی و رفتار خوردن بیرونی ارتباطی را نشان نداد، میتوان اظهار داشت که مکانیسمهای مختلفی در پس این ارتباط وجود دارند از جمله این موارد میتوان به این نکته اشاره نمود که خوردن بیرونی به عوامل تنظیم کننده خواص ادراکی غذا مربوط است.
در مورد نقش میانجیگر، پژوهشهای متعددی نشان دادهاند که ناگویی خلقی به واسطه متغیرهای دیگری با رفتارهای خوردن ناسالم ارتباط دارد. نتیجه بررسی اثر غیرمستقیم در پژوهش حاضر نشان داد که ناگویی خلقی میتواند با میانجیگری آشفتگی روانی، رفتارهای خوردن بیرونی و هیجانی را به‌طور معناداری پیشبینی کند. ناتوانی در بیان تجربههای هیجانی در نتیجه عدم تمایز عواطف میتواند از طریق تصویر بدنی تحریف شده با رفتارهای خوردن ناسالم ارتباط داشته باشد. از جمله مشخصههای بیرونی دیگر که میتواند بهعنوان متغیر میانجیگر، مکانیزم ارتباطی بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم را تبیین کند، آشفتگی روانی است [36]. مطالعهای نشان داد که خوردن هیجانی با افسردگی رابطه مستقیم دارد و این مسئله با نتیجه تحقیق حاضر همسو بوده است، اما بین خوردن بیرونی و افسردگی رابطه معناداری ندارد که این یافته تا حدودی با یافتههای کنونی ناهمسو بوده‌اند [37]. میتوان اظهار داشت که تجربههای حالات هیجانی منفی و آشفتگی روانی بیش‌تر با رفتارهای خوردن ناسالم مثل خوردن هیجانی همراه است. در تبیین یافتهها در ارتباط با آشفتگی روانی و متغیرهای ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم، میتوان گفت که با توجه به اهمیت آگاهی از آشفتگی روانشناختی و نقش آن در ارتباط با مؤلفههای گوناگون روانشناختی از جمله ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم بالا است، میبایست افراد از نقش این مسئله آگاه بوده تا بتوان از آسیبهای ناشی از آن از جمله کاهش کارآیی و سلامت روان آنان جلوگیری کرد. افسردگی که از جمله مؤلفههای ناگویی خلقی است به طور غیرمستقیم از طریق ناگویی خلقی به خوردن احساسی مربوط میشود. در نتیجه این یافتهها این دیدگاه را حمایت میکند که مکانیسمهای مختلفی در پس رفتارهای خوردن بیمارگون نهفته است و بهنظر میرسد بین رفتارهای خوردن بیمارگون و مشکلات آشفتگی روانی ارتباط وجود دارد [36-35].
نتایج پژوهش تلویحات بالینی حائز اهمیتی دارد. خوردن هیجانی بهعنوان نوعی تنظیم هیجان قلمداد میشود و از این رو درک نقش ناگویی خلقی و بینظمی هیجانی به توسعه استراتژیهای راهبردی کمک میکند که از طریق آنها میتوان رفتارهای خوردن ناسالم را مدیریت کرد. خوردن غذا در پاسخ به استرسورهای طبیعی، در نقش یک مکانیزم محافظتی در عدهای عمل میکند. در نتیجه به راهبرد جدیدی لازم است تا به این افراد کمک شود که استرس و هیجانات منفی خود را به درستی مدیریت کنند. در صورتی که افراد بتوانند خوردن هیجانی خود را بهعنوان راهکار مقابلهای، مدیریت کنند و دیگر برای تسکین خود به دنبال رفتارهای خوردن ناسالم نخواهند بود. بنابراین، هنگام طراحی مداخلات کنترل وزن، باید به توانایی افراد در توصیف و شناسایی احساسات خود توجه کافی داشت.
پژوهش حاضر محدودیتهایی نیز داشت. پژوهش بر روی زنان انجام شد که امکان تعمیم نتایج را محدود میسازد. همچنین نمونه پژوهش حاضر را دانشجویان تشکیل دادند که از نظر اجتماعی، اقتصادی و فرهنگی گروه خاصی هستند و در نتیجه تعمیم نتایج به جامعه بزرگتر باید با احتیاط صورت بگیرد. استفاده از پرسشنامه خودگزارشی محدودیت دیگری است که ممکن است بر صحت پاسخها اثرگذاشته باشد. لذا پیشنهاد میشود در پژوهشهای آتی از روشهای دیگر نظیر مصاحبه استفاده شود. به علاوه، به دلیل ماهیت مقطعی پژوهش امکان تبیین علی یافتهها وجود ندارد و پیشنهاد میشود در آینده از مطالعات طولی استفاده شود. همچنین پیشنهاد میشود تفاوتهای جنسیتی در زمینه آشفتگی، ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم در مردان هم بررسی شود. علاوه بر این میتوان از سازههای دیگری مثل تکانش‌گری و ذهن آگاهی که ممکن است بین رابطه ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم نقش میانجیگر یا تعدیلکننده داشته باشند، پرداخت.
نتیجهگیری
در مجموع مطالعه حاضر نشان داد آشفتگی روانی میتواند بین ناگویی خلقی و رفتار خوردن ناسالم نقش میانجیگر ایفاء نماید. هرچند این یافتهها باید با استفاده از سایر روشهای پژوهشی نظیر مطالعات طولی تکرار شوند، اما نشان میدهد برای پیشگیری از رفتارهای خوردن ناسالم باید از سنین پایین به توانایی ابرازگری و ادراک هیجانی توجه کرد و هم در این دوران و هم در دوران بزرگ‌سالی برای کاهش رفتارهای خوردن بیمارگون بر آشفتگی روانی و ناگویی خلقی بهعنوان سازههای زیربنایی مرتبط با این رفتارها تمرکز کرد.
تشکر و قدردانی
نویسندگان این مقاله از کلیه دانشجویانی که بهعنوان مشارکت کننده در این پژوهش حضور داشتند و همچنین دانشگاههای علم و فرهنگ، شهید بهشتی، الزهراء و علامه طباطبایی که اجرای پژوهش جزء با همکاری آنها میسر نبود، کمال تشکر و قدردانی را دارند.
.
References
[1]- کارشناسی روانشناسی، گروه روان شناسی، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه علم و فرهنگ، تهران، ایران
متن کامل: (495 مشاهده)
مقاله پژوهشی
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 20، آبان 1400، 904-891
رابطه ناگویی خلقی با رفتارهای خوردن ناسالم در دانشجویان دختر دانشگاههای شهر تهران در سال 1398: یک مطالعه توصیفی
مائده اسدی رجانی[1]، محسن کچویی[2]، زهرا احمدبیگی[3]، الهه وحیدی[4]
دریافت مقاله: 19/03/1400 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 05/04/1400 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 03/06/01400 پذیرش مقاله: 06/06/1400
چکیده
زمینه و هدف: با توجه به شیوع فزآینده مشکلات خوردن در زنان جوان، این مسئله یکی از موضوعات قابل توجه در آسیبشناسی روانی محسوب میشود. ناگویی خلقی نقش مهمی در رفتارهای خوردن ناسالم دارد، اما اینکه چگونه مشکلات در وضعیت خلقی منجر به رفتارهای خوردن ناسالم میشود، بدون پاسخ مانده است. لذا پژوهش حاضر با هدف تعیین ارتباط ناگویی خلقی و آشفتگی روانی با رفتارهای خوردن ناسالم و نقش میانجی آشفتگی روانی در رابطه ناگویی خلقی با رفتارهای خوردن ناسالم انجام شد.
مواد و روشها: روش این پژوهش، توصیفی از نوع مدلیابی معادلات ساختاری است. جامعه آماری آن کلیه دانشجویان دختر دانشگاههای علم و فرهنگ، شهید بهشتی، الزاهراء و علامه طباطبایی شهر تهران در سال 1398 بودند که از این میان 350 دانشجو بهصورت نمونهگیری در دسترس انتخاب شدند و مقیاس رفتار خوردن Dutch، مقیاس ناگویی خلقی Toronto و مقیاس آشفتگی روانی Kessler را تکمیل کردند. دادهها با استفاده از آزمون همبستگی Pearson و روش تحلیل مسیر تجزیه و تحلیل شدند.
یافتهها: آشفتگی روانی همبستگی مثبت و معناداری با ناگویی خلقی (44/0=r، 001/0>p)، رفتارهای خوردن بیرونی (28/0=r، 001/0>p) و رفتارهای خوردن هیجانی (22/0=r، 001/0>p) نشان داد. همچنین نتایج تحلیل مسیر نشان داد که آشفتگی روانی، میانجی رابطه بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم بود.
نتیجهگیری: با توجه به نقش میانجی آشفتگی روانی در رابطه بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم، توصیه میشود، از راهکارهای ارتقاء ادراک و ابرازگری هیجانی و کاهش آشفتگی روانی استفاده شود. این راهکارها میتوانند در بهبود سلامت روانشناختی و پیشگیری از رفتارهای خوردن ناسالم، سودمند باشند.
واژههای کلیدی: رفتار خوردن، علائم عاطفی، آشفتگی روانی، دانشجویان دختر، تهران
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 20، آبان 1400، 904-891
رابطه ناگویی خلقی با رفتارهای خوردن ناسالم در دانشجویان دختر دانشگاههای شهر تهران در سال 1398: یک مطالعه توصیفی
مائده اسدی رجانی[1]، محسن کچویی[2]، زهرا احمدبیگی[3]، الهه وحیدی[4]
دریافت مقاله: 19/03/1400 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 05/04/1400 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 03/06/01400 پذیرش مقاله: 06/06/1400
چکیده
زمینه و هدف: با توجه به شیوع فزآینده مشکلات خوردن در زنان جوان، این مسئله یکی از موضوعات قابل توجه در آسیبشناسی روانی محسوب میشود. ناگویی خلقی نقش مهمی در رفتارهای خوردن ناسالم دارد، اما اینکه چگونه مشکلات در وضعیت خلقی منجر به رفتارهای خوردن ناسالم میشود، بدون پاسخ مانده است. لذا پژوهش حاضر با هدف تعیین ارتباط ناگویی خلقی و آشفتگی روانی با رفتارهای خوردن ناسالم و نقش میانجی آشفتگی روانی در رابطه ناگویی خلقی با رفتارهای خوردن ناسالم انجام شد.
مواد و روشها: روش این پژوهش، توصیفی از نوع مدلیابی معادلات ساختاری است. جامعه آماری آن کلیه دانشجویان دختر دانشگاههای علم و فرهنگ، شهید بهشتی، الزاهراء و علامه طباطبایی شهر تهران در سال 1398 بودند که از این میان 350 دانشجو بهصورت نمونهگیری در دسترس انتخاب شدند و مقیاس رفتار خوردن Dutch، مقیاس ناگویی خلقی Toronto و مقیاس آشفتگی روانی Kessler را تکمیل کردند. دادهها با استفاده از آزمون همبستگی Pearson و روش تحلیل مسیر تجزیه و تحلیل شدند.
یافتهها: آشفتگی روانی همبستگی مثبت و معناداری با ناگویی خلقی (44/0=r، 001/0>p)، رفتارهای خوردن بیرونی (28/0=r، 001/0>p) و رفتارهای خوردن هیجانی (22/0=r، 001/0>p) نشان داد. همچنین نتایج تحلیل مسیر نشان داد که آشفتگی روانی، میانجی رابطه بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم بود.
نتیجهگیری: با توجه به نقش میانجی آشفتگی روانی در رابطه بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم، توصیه میشود، از راهکارهای ارتقاء ادراک و ابرازگری هیجانی و کاهش آشفتگی روانی استفاده شود. این راهکارها میتوانند در بهبود سلامت روانشناختی و پیشگیری از رفتارهای خوردن ناسالم، سودمند باشند.
واژههای کلیدی: رفتار خوردن، علائم عاطفی، آشفتگی روانی، دانشجویان دختر، تهران
مقدمه
طبق مطالعات همهگیرشناسی در سالهای اخیر، رفتارهای خوردن بیمارگون در میان دختران و زنان جوان شیوع روز افزونی دارد [1] و این رفتارها میتوانند با خطر بروز بسیاری از بیماریهای مزمن در ارتباط باشند [2]. رفتارهای خوردن ناسالم، رفتارهای نابهنجاری هستند که ارتباطی با نیازهای تعادل حیاتی افراد نداشته و با اختلالات خوردن ارتباط دارند [3]. رفتارهایی چون خوردن های شبانه، خوردن هیجانی، خوردن بیرونی، پرخوری، گرفتن رژیم های سخت در این دسته قرار میگیرند [4]. رفتار خوردن هیجانی (Emotional eating behavior) بهعنوان تمایل به غذا خوردن در پاسخ به حالات هیجانی گوناگون تعریف میشود [5]. بنابراین، این نوع از رفتار خوردن بهعنوان راهبردی شناخته شده که افراد برای مدیریت هیجانی منفی خود از آن استفاده میکنند و پیش از آنکه رفتار خوردن اتفاق بیافتد، افراد عواطف منفی را تجربه میکنند که توان تنظیم و مقابله با آن را نداشته و در نتیجه دست به رفتار خوردن میزنند. در این حالت، افزایش مصرف غذا به عنوان تلاشی در جهت کاستن از عواطف منفی است. یکی دیگر از رفتارهای خوردن ناسالم، رفتار خوردن بیرونی (External eating behavior) است. طبق نظریه بیرون گرایی (Externality) میتوان گفت برخی از افراد تحت تأثیر نشانه‌های مربوط به مواد غذایی اعم از رنگ و بوی آنها قرار گرفته که در نتیجه تمایل آنها به غذا خوردن افزایش مییابد [6].
مطالعات نشان دادهاند که رفتارهای خوردن بیرونی و هیجانی، عامل مهمی در پیشبینی میزان مصرف غذایی غیرضروری هستند و با شاخص توده بدنی بالا همبستگی مثبت دارند [7]. با توجه به پیامدهای منفی این رفتارها، توجه به عوامل همبسته با آنها حائز اهمیت بهنظر میرسد. از جمله عوامل مرتبط با رفتارهای خوردن ناسالم، میتوان به ناگویی خلقی (Alexithymia) اشاره کرد. ناگویی خلقی نوعی اختلال در عملکرد شناختی-هیجانی افراد است که ناتوانی در پردازش شناختی اطلاعات هیجانی و تنظیم هیجانات را در پی دارد [8]. افراد مبتلا به این حالت در شناسایی و توصیف احساسات دیگران و تمایز آنها از احساسات بدنی و درک حالات چهره دیگران مشکل دارند [9]. ناگویی خلقی دارای سه ویژگی اصلی مشکل در شناسایی احساسات، توصیف احساسات و سبکهای جهت گیری تفکر بیرونی است. زمانی که فرد در تمایز میان احساسات دچار اختلال شود، مشکل در شناسایی احساسات دارد. مشکل در توصیف احساسات زمانی است که فرد آنچه را که بهعنوان هیجانی احساس کرده، نمیتواند بیان کند و در نهایت هنگامی که فرد تمایل دارد تا بهصورت بیرونی و در تضاد با جهتگیری تفکر درونی درباره امور فکرکند، جهتگیری تفکر بیرونی رخ میدهد [10]. ناگویی خلقی افراد را مستعد انواع اختلالهای روانشناختی از جمله اضطراب [11]، اختلالهای شخصیت [12]، و اختلالهای خوردن [13] میکند.
نتایج پژوهشها نشان دهنده رابطه مثبت و معنادار بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم است [14]، به طوری که ناتوانی در بیان احساسات در نتیجه عدم تمایز عواطف میتواند با رفتارهای خوردن ناسالم رابطه داشته باشد [16-15]. همچنین نشان داده شده است بین ناگویی خلقی، مشکلات تنظیم هیجان و رفتارهای خوردن ناسالم رابطه وجود دارد، بهطوری که ممکن است ناگویی خلقی افراد را در معرض خطر ناتوانی در تعدیل پاسخهای عاطفی و رفتاری هنگام پریشانی قرار دهد که این علائم منجر به رفتارهای خوردن ناسالم میگردد [17]. با این حال، هرچند که رابطه بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم در پژوهشهای پیشین مورد بررسی قرار گرفته است، اما در این بین، مکانیزم زیربنایی این ارتباط ناشناخته مانده است. در نتیجه، لزوم شناسایی سازوکار میانجیگر در ارتباط بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم حائز اهمیت است [16].
آشفتگی روانی (Psychological distress) یک حالت ذهنی ناخوشایند است که با تجربه حالات هیجانی یا شناختی منفی و آزاردهنده نمایان میشود و چندین مؤلفه را در بر گرفته و مترادف با افسرگی و اضطراب است [18]. شواهد فزایندهای وجود دارد که نشان میدهد آشفتگی روانی با ناگویی خلقی رابطه مستقیم و معنیداری دارد [19]. از سوی دیگر، یافتههای پژوهشی در رابطه با ارتباط آشفتگی روانی و رفتارهای خوردن ناسالم نشان میدهد که هیجانات منفی از جمله اضطراب و افسردگی که از مؤلفههای آشفتگی روانی محسوب میشوند، رابطهای قوی با رفتارهای خوردن بیمارگون دارد [21-20]. با توجه به شیوع فزاینده مشکلات خوردن در دختران و زنان جوان [1]، پرداختن به عوامل زمینهساز این پدیده ضروری است و از آنجا که ناتوانی درتنظیم پریشانی‌های روانی میتواند زمینهساز ناملایمات و ناهنجاری‌های همچون رفتارهای خوردن ناسالم شود، لذا به نظر میرسد که آشفتگی روانی نقش مهمی را در رفتارهای خوردن ناسالم ایفاء نماید. در نتیجه، مطالعه حاضر با هدف تعیین ارتباط بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم با توجه به نقش میانجیگر آشفتگی روانی در دانشجویان دختر شهر تهران در قالب مدل مفهومی (شکل 1) زیر انجام گرفت.
طبق مطالعات همهگیرشناسی در سالهای اخیر، رفتارهای خوردن بیمارگون در میان دختران و زنان جوان شیوع روز افزونی دارد [1] و این رفتارها میتوانند با خطر بروز بسیاری از بیماریهای مزمن در ارتباط باشند [2]. رفتارهای خوردن ناسالم، رفتارهای نابهنجاری هستند که ارتباطی با نیازهای تعادل حیاتی افراد نداشته و با اختلالات خوردن ارتباط دارند [3]. رفتارهایی چون خوردن های شبانه، خوردن هیجانی، خوردن بیرونی، پرخوری، گرفتن رژیم های سخت در این دسته قرار میگیرند [4]. رفتار خوردن هیجانی (Emotional eating behavior) بهعنوان تمایل به غذا خوردن در پاسخ به حالات هیجانی گوناگون تعریف میشود [5]. بنابراین، این نوع از رفتار خوردن بهعنوان راهبردی شناخته شده که افراد برای مدیریت هیجانی منفی خود از آن استفاده میکنند و پیش از آنکه رفتار خوردن اتفاق بیافتد، افراد عواطف منفی را تجربه میکنند که توان تنظیم و مقابله با آن را نداشته و در نتیجه دست به رفتار خوردن میزنند. در این حالت، افزایش مصرف غذا به عنوان تلاشی در جهت کاستن از عواطف منفی است. یکی دیگر از رفتارهای خوردن ناسالم، رفتار خوردن بیرونی (External eating behavior) است. طبق نظریه بیرون گرایی (Externality) میتوان گفت برخی از افراد تحت تأثیر نشانه‌های مربوط به مواد غذایی اعم از رنگ و بوی آنها قرار گرفته که در نتیجه تمایل آنها به غذا خوردن افزایش مییابد [6].
مطالعات نشان دادهاند که رفتارهای خوردن بیرونی و هیجانی، عامل مهمی در پیشبینی میزان مصرف غذایی غیرضروری هستند و با شاخص توده بدنی بالا همبستگی مثبت دارند [7]. با توجه به پیامدهای منفی این رفتارها، توجه به عوامل همبسته با آنها حائز اهمیت بهنظر میرسد. از جمله عوامل مرتبط با رفتارهای خوردن ناسالم، میتوان به ناگویی خلقی (Alexithymia) اشاره کرد. ناگویی خلقی نوعی اختلال در عملکرد شناختی-هیجانی افراد است که ناتوانی در پردازش شناختی اطلاعات هیجانی و تنظیم هیجانات را در پی دارد [8]. افراد مبتلا به این حالت در شناسایی و توصیف احساسات دیگران و تمایز آنها از احساسات بدنی و درک حالات چهره دیگران مشکل دارند [9]. ناگویی خلقی دارای سه ویژگی اصلی مشکل در شناسایی احساسات، توصیف احساسات و سبکهای جهت گیری تفکر بیرونی است. زمانی که فرد در تمایز میان احساسات دچار اختلال شود، مشکل در شناسایی احساسات دارد. مشکل در توصیف احساسات زمانی است که فرد آنچه را که بهعنوان هیجانی احساس کرده، نمیتواند بیان کند و در نهایت هنگامی که فرد تمایل دارد تا بهصورت بیرونی و در تضاد با جهتگیری تفکر درونی درباره امور فکرکند، جهتگیری تفکر بیرونی رخ میدهد [10]. ناگویی خلقی افراد را مستعد انواع اختلالهای روانشناختی از جمله اضطراب [11]، اختلالهای شخصیت [12]، و اختلالهای خوردن [13] میکند.
نتایج پژوهشها نشان دهنده رابطه مثبت و معنادار بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم است [14]، به طوری که ناتوانی در بیان احساسات در نتیجه عدم تمایز عواطف میتواند با رفتارهای خوردن ناسالم رابطه داشته باشد [16-15]. همچنین نشان داده شده است بین ناگویی خلقی، مشکلات تنظیم هیجان و رفتارهای خوردن ناسالم رابطه وجود دارد، بهطوری که ممکن است ناگویی خلقی افراد را در معرض خطر ناتوانی در تعدیل پاسخهای عاطفی و رفتاری هنگام پریشانی قرار دهد که این علائم منجر به رفتارهای خوردن ناسالم میگردد [17]. با این حال، هرچند که رابطه بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم در پژوهشهای پیشین مورد بررسی قرار گرفته است، اما در این بین، مکانیزم زیربنایی این ارتباط ناشناخته مانده است. در نتیجه، لزوم شناسایی سازوکار میانجیگر در ارتباط بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم حائز اهمیت است [16].
آشفتگی روانی (Psychological distress) یک حالت ذهنی ناخوشایند است که با تجربه حالات هیجانی یا شناختی منفی و آزاردهنده نمایان میشود و چندین مؤلفه را در بر گرفته و مترادف با افسرگی و اضطراب است [18]. شواهد فزایندهای وجود دارد که نشان میدهد آشفتگی روانی با ناگویی خلقی رابطه مستقیم و معنیداری دارد [19]. از سوی دیگر، یافتههای پژوهشی در رابطه با ارتباط آشفتگی روانی و رفتارهای خوردن ناسالم نشان میدهد که هیجانات منفی از جمله اضطراب و افسردگی که از مؤلفههای آشفتگی روانی محسوب میشوند، رابطهای قوی با رفتارهای خوردن بیمارگون دارد [21-20]. با توجه به شیوع فزاینده مشکلات خوردن در دختران و زنان جوان [1]، پرداختن به عوامل زمینهساز این پدیده ضروری است و از آنجا که ناتوانی درتنظیم پریشانی‌های روانی میتواند زمینهساز ناملایمات و ناهنجاری‌های همچون رفتارهای خوردن ناسالم شود، لذا به نظر میرسد که آشفتگی روانی نقش مهمی را در رفتارهای خوردن ناسالم ایفاء نماید. در نتیجه، مطالعه حاضر با هدف تعیین ارتباط بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم با توجه به نقش میانجیگر آشفتگی روانی در دانشجویان دختر شهر تهران در قالب مدل مفهومی (شکل 1) زیر انجام گرفت.
|
ناگویی خلقی
|
|
رفتار خوردن ناسالم
|
|
آشفتگی روانی
|
شکل 1- الگوی مفهومی ارتباط بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم: نقش میانجی آشفتگی روانی در دانشجویان دختر شهر تهران در سال 1398
مواد و روشها
مطالعه حاضر از نوع توصیفی است و جامعه آماری را کلیه دانشجویان دختر شهر تهران در سال 1398 تشکیل دادند. با توجه به اینکه جدول Morgan و Krejcie بالاترین حجم نمونه را برای مطالعات همبستگی 384 نفر پیشنهاد میکند، 384 نفر بهعنوان حجم نمونه در نظر گرفته شد که پس از حذف دادههای مخدوش، اطلاعات مربوط به 350 شرکت‌کننده وارد تحلیل آماری شد. روش نمونهگیری مورد استفاده نیز در دسترس بود. ملاکهای ورود به پژوهش عبارت بود از: دامنه سنی 30-18 سال، تجرد، تحصیل در مقطع کارشناسی و ملاکهای خروج عبارت بودند از: داشتن سابقه طلاق، داشتن معلولیتهای جسمی، مبتلا بودن به بیماریهای اثرگذار بر رفتار خوردن مثل دیابت و مشکلات تیروئیدی.
ابزارهای مورد استفاده در این پژوهش شامل موارد ذیل بودند:
پرسشنامه رفتار خوردن Dutch (Dutch Eating Behavior Questionnaire; DEBQ): این پرسشنامه که با هدف بررسی رفتارهای خوردن تهیه شده است، شامل 33 سؤال میباشد که در قالب سه خرده مقیاس خوردن هیجانی (13 سؤال)، خوردن بیرونی (10 سؤال) و محدودیت در غذا خوردن (10 سؤال) سنجیده میشود و براساس مقیاس لیکرت نمرهدهی میگردد. از جمع نمرههای مادههای هر خرده مقیاس و تقسیم آن بر تعداد آن مواد، نمره کل هر خرده مقیاس به دست میآید. نمره بالا در هر خرده مقیاس نشان دهنده آن است که رفتار خوردنی که سنجیده میشود بیش‌تر در فرد وجود دارد. این پرسشنامه از اعتبار بازآزمایی، همسانی درونی (ضرایب آلفای کرونباخ 8/0 تا 95/0)، و از روایی عاملی مناسبی برخوردار است [22]. همسانی درونی این مقیاس در ایران با استفاده از آلفای کرونباخ برای خرده مقیاس خوردن مهار شده 91/0، برای خوردن هیجانی 95/0 و برای خوردن بیرونی 85/0 گزارش شد. علاوه بر این، رابطه معنادار بین این پرسشنامه با پرسشنامه ولع غذا (Food Craving Questionnaire-Trait) از روایی همگرای مناسب این پرسشنامه حمایت میکند [23]. ضرایب آلفای کرونباخ در مطالعه حاضر، برای خرده مقیاس خوردن هیجانی، خوردن بیرونی و محدودیت در غذا خوردن به ترتیب 84/0، 90/0 و 79/0 به دست آمد.
مقیاس ناگویی خلقی Toronto (Toronto Alexithymia Scale-20; TAS-20): این مقیاس۲۰ سؤالی سه زیرمقیاس دشواری در شناسایی احساسات، دشواری در توصیف احساسات و تفکر عینی را شامل میشود. نمرهگذاری پرسشنامه براساس طیف لیکرت ۵ درجهای است که از کاملاً مخالف (نمره 1) تا کاملاً موافق (نمره 5) انجام میشود. دامنه نمرات این پرسشنامه از 20 تا 100 است. نمره 20 تا 40 نشان دهنده ناگویی پایین، نمره 41 تا 60 نشان دهنده ناگویی متوسط و نمره بالاتر از 60 نمایانگر ناگویی بالا در فرد است. ویژگیهای روانسنجی این مقیاس ناگویی خلقی مطلوب گزارش شده است [24]. در نسخه فارسی این مقیاس، ضرایب آلفای کرونباخ برای نمره کل مقیاس ۸۵/0 و سه زیر مقیاس دشواری در شناسایی احساسات ۸۲/0، دشواری در توصیف احساسات ۷۵/0 و برای تفکر عینی ۷۲/0 محاسبه شد که نشانه همسانی درونی خوب مقیاس است. اعتبار بازآزمایی پرسشنامه در دو نوبت با فاصله چهار هفته از 70/0 تا 77/0 برای ناگویی خلقی کل و ابعاد آن تأیید شد. روایی همزمان مقیاس نیز برحسب همبستگی بین خردهمقیاسهای آن و مقیاسهای هوش هیجانی، بهزیستی روانشناختی و درماندگی روانشناختی بررسی و مورد تأیید قرار گرفت [25]. ضریب آلفای کرونباخ مقیاس ناگویی خلقی در مطالعه حاضر، برای نمره کل 81/0 و خرده مقیاسهای دشواری در شناسایی احساسات، دشواری در توصیف احساسات و تفکر عینی به ترتیب 84/0، 78/0 و 79/0 به دست آمد.
مقیاس آشفتگی روانی Kessler (Kessler-10 item distress scale; K-10): پرسشنامه 10 سؤالی آشفتگی روانی وضعیت روانی فرد در یک ماه گذشته را میسنجد. سؤالات آن بهصورت طیف لیکرت از هیچ وقت (نمره صفر) تا همیشه (نمره 4) است و نمره کل عددی از صفر تا 40 به دست میآید. نمره بالا نشان دهنده آشفتگی روانی بالاتر است. این پرسشنامه در مجموع اختلال خاصی را اندازه نمیگیرد و فقط میزان اضطراب و افسردگی فرد در 4 هفته گذشته را مشخص میکند. این پرسشنامه از روایی و پایایی مطلوبی برخوردار است [26]. تحلیل عاملی تأییدی نسخه فارسی پرسشنامه از تک عاملی بودن پرسشنامه حمایت کرد و ضریب آلفای کرونباخ پرسشنامه 93/0 و ضریب اعتبار تصنیف و Spearman-Brown پرسشنامه، 91/0 گزارش شد [27]. ضریب آلفای کرونباخ مقیاس آشفتگی روانی در مطالعه حاضر 91/0 به دست آمد.
پس از اخذ کد اخلاق از کمیته اخلاق در
پژوهش پژوهشگاه رویان-جهاد دانشگاهی (IR.ACER.ROYAN.REC.1398.230)، هماهنگیهای لازم برای گردآوری دادهها در دانشگاههای مورد نظر (دانشگاه علم و فرهنگ، شهید بهشتی، الزهراء و علامه طباطبایی) صورت گرفت و به هر یک از دانشگاههای انتخاب شده مراجعه شد. به منظور سهولت در نمونهگیری، انتخاب دانشگاهها و دانشجویان بهصورت در دسترس صورت گرفت. با توجه با اینکه تمام شرکت کنندگان در این پژوهش خانم بودند، اجرای پرسشنامه توسط سه دانشجوی خانم انجام شد. پرسشگران در فضاهای عمومی دانشگاه نظیر سالن مطالعه و سایت کامپیوتر حضور یافتند و پس از توضیح اهداف پژوهش برای افراد، تأکید بر رازداری و اختیاری بودن حضور در پژوهش، پرسشنامهها را در اختیار کسانی که مایل به همکاری بودند قرار دادند و از آنها خواستند به دقت سؤالات را خوانده و به آن پاسخ دهند. تکمیل پرسشنامهها بهشکل خودگزارشی انجام شد و در صورت وجود هرگونه سؤال یا نیاز به راهنمایی در حین تکمیل پرسشنامهها، یکی از پژوهشگران راهنمایی‌های لازم را انجام میداد.
علاوه بر پرسشنامهها، متغیرهای جمعیت شناختی (سن، میزان تحصیلات، وضعیت تأهل) نیز ثبت و ملاکهای ورود و خروج مورد بررسی قرار گرفتند. همچنین با توجه به لزوم محاسبه شاخص توده بدنی، وزن و قد شرکت کنندگان پرسیده شد. در صورتی که شرکت کنندگان از قد و وزن خود اطمینان نداشتند، قد و وزن دقیق افراد در مرکز مشاوره و سلامت هر کدام از دانشگاهها با استفاده از ترازوی دیجیتال مارک Beurerو متر پارچهای اندازهگیری شد. شاخص توده بدنی از طریق تقسیم وزن (کیلوگرم) بر مجذور قد (به متر) محاسبه شد. افراد برحسب شاخص توده بدنی بهصورت وزن طبیعی (50/18 تا 99/24 کیلوگرم بر مترمربع)، اضافه وزن (25 تا 99/29 کیلوگرم بر مترمربع)، و چاق (بزرگتر یا مساوی 30 کیلوگرم بر مترمربع) طبقهبندی شدند [28].
دادههای جمعآوری شده با استفاده از نرمافزارهای SPSS نسخه 23 و AMOS نسخه 24 تجزیه و تحلیل شد. ابتدا همبستگی میان متغیرها با استفاده از ضریب همبستگی Pearson محاسبه شدند. سپس، برای بررسی نقش میانجی آشفتگی روانی در رابطه ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم، الگو‌های نظری ارائه شده در شکل‌های 2 و 3 با استفاده از روش تحلیل مسیر آزمون شدند. جهت بررسی برازندگی الگو‌ها از آزمون مجذور خی (Chi-square; χ2) و نسبت مجذور خی بر درجه‌ی آزادی (Chi-square/degrees of freedom; χ2/df) استفاده شد. عدم معناداری آماری آزمونChi-square و همچنین مقدار کوچکتر از 3 برای Chi-square/degrees of freedom برازندگی الگو را نشان میدهند [30-29]. از آنجا که مجذور خی به اندازه نمونه حساس است، جهت بررسی برازندگی الگو‌ها از شاخص برازندگی تطبیقی (Comparative fit index; CFI)، شاخص برازندگی (Goodness of fit index; GFI)، شاخص برازندگی تعدیل یافته (Adjusted goodness of fit index; AGFI) و ریشه دوم واریانس خطای تقریب (Root mean squared error of approximation; RMSEA) نیز استفاده شد. مقادیر بزرگتر از 95/0 برای شاخصهای CFI، GFI و AGFI و مقدار کوچکتر از 05/0 برای RMSEA نشان دهنده برازندگی بسیار مطلوب الگو هستند [32-31]. جهت بررسی معناداری مسیر غیرمستقیم، از رویه bootstrap با سطح معناداری 001/0 استفاده گردید.
نتایج
میانگین سنی دانشجویان دختر 97/21 سال و انحراف استاندارد آن 45/2 سال بود (دامنه سنی 18 تا 30 سال). میانگین شاخص توده بدنی 31/22 کیلوگرم بر مترمربع و انحراف استاندارد آن 91/3 کیلوگرم بر مترمربع (دامنه شاخص توده بدنی 16 تا 41 کیلوگرم بر مترمربع) بود. همه دانشجویان مجرد و دانشجوی مقطع کارشناسی بودند. میانگین و انحراف استاندارد متغیرهای ناگویی خلقی، آشفتگی روانی، رفتارهای خوردن بیرونی و رفتارهای خوردن هیجانی و همچنین ضرایب همبستگی بین متغیرها در جدول 1 ارائه شده است. مطابق جدول 1، آشفتگی روانی همبستگی مثبت و معناداری با ناگویی خلقی (44/0=r، 001/0>p)، رفتارهای خوردن بیرونی (28/0=r، 001/0>p) و رفتارهای خوردن هیجانی (22/0=r، 001/0>p) نشان میدهد.
مطالعه حاضر از نوع توصیفی است و جامعه آماری را کلیه دانشجویان دختر شهر تهران در سال 1398 تشکیل دادند. با توجه به اینکه جدول Morgan و Krejcie بالاترین حجم نمونه را برای مطالعات همبستگی 384 نفر پیشنهاد میکند، 384 نفر بهعنوان حجم نمونه در نظر گرفته شد که پس از حذف دادههای مخدوش، اطلاعات مربوط به 350 شرکت‌کننده وارد تحلیل آماری شد. روش نمونهگیری مورد استفاده نیز در دسترس بود. ملاکهای ورود به پژوهش عبارت بود از: دامنه سنی 30-18 سال، تجرد، تحصیل در مقطع کارشناسی و ملاکهای خروج عبارت بودند از: داشتن سابقه طلاق، داشتن معلولیتهای جسمی، مبتلا بودن به بیماریهای اثرگذار بر رفتار خوردن مثل دیابت و مشکلات تیروئیدی.
ابزارهای مورد استفاده در این پژوهش شامل موارد ذیل بودند:
پرسشنامه رفتار خوردن Dutch (Dutch Eating Behavior Questionnaire; DEBQ): این پرسشنامه که با هدف بررسی رفتارهای خوردن تهیه شده است، شامل 33 سؤال میباشد که در قالب سه خرده مقیاس خوردن هیجانی (13 سؤال)، خوردن بیرونی (10 سؤال) و محدودیت در غذا خوردن (10 سؤال) سنجیده میشود و براساس مقیاس لیکرت نمرهدهی میگردد. از جمع نمرههای مادههای هر خرده مقیاس و تقسیم آن بر تعداد آن مواد، نمره کل هر خرده مقیاس به دست میآید. نمره بالا در هر خرده مقیاس نشان دهنده آن است که رفتار خوردنی که سنجیده میشود بیش‌تر در فرد وجود دارد. این پرسشنامه از اعتبار بازآزمایی، همسانی درونی (ضرایب آلفای کرونباخ 8/0 تا 95/0)، و از روایی عاملی مناسبی برخوردار است [22]. همسانی درونی این مقیاس در ایران با استفاده از آلفای کرونباخ برای خرده مقیاس خوردن مهار شده 91/0، برای خوردن هیجانی 95/0 و برای خوردن بیرونی 85/0 گزارش شد. علاوه بر این، رابطه معنادار بین این پرسشنامه با پرسشنامه ولع غذا (Food Craving Questionnaire-Trait) از روایی همگرای مناسب این پرسشنامه حمایت میکند [23]. ضرایب آلفای کرونباخ در مطالعه حاضر، برای خرده مقیاس خوردن هیجانی، خوردن بیرونی و محدودیت در غذا خوردن به ترتیب 84/0، 90/0 و 79/0 به دست آمد.
مقیاس ناگویی خلقی Toronto (Toronto Alexithymia Scale-20; TAS-20): این مقیاس۲۰ سؤالی سه زیرمقیاس دشواری در شناسایی احساسات، دشواری در توصیف احساسات و تفکر عینی را شامل میشود. نمرهگذاری پرسشنامه براساس طیف لیکرت ۵ درجهای است که از کاملاً مخالف (نمره 1) تا کاملاً موافق (نمره 5) انجام میشود. دامنه نمرات این پرسشنامه از 20 تا 100 است. نمره 20 تا 40 نشان دهنده ناگویی پایین، نمره 41 تا 60 نشان دهنده ناگویی متوسط و نمره بالاتر از 60 نمایانگر ناگویی بالا در فرد است. ویژگیهای روانسنجی این مقیاس ناگویی خلقی مطلوب گزارش شده است [24]. در نسخه فارسی این مقیاس، ضرایب آلفای کرونباخ برای نمره کل مقیاس ۸۵/0 و سه زیر مقیاس دشواری در شناسایی احساسات ۸۲/0، دشواری در توصیف احساسات ۷۵/0 و برای تفکر عینی ۷۲/0 محاسبه شد که نشانه همسانی درونی خوب مقیاس است. اعتبار بازآزمایی پرسشنامه در دو نوبت با فاصله چهار هفته از 70/0 تا 77/0 برای ناگویی خلقی کل و ابعاد آن تأیید شد. روایی همزمان مقیاس نیز برحسب همبستگی بین خردهمقیاسهای آن و مقیاسهای هوش هیجانی، بهزیستی روانشناختی و درماندگی روانشناختی بررسی و مورد تأیید قرار گرفت [25]. ضریب آلفای کرونباخ مقیاس ناگویی خلقی در مطالعه حاضر، برای نمره کل 81/0 و خرده مقیاسهای دشواری در شناسایی احساسات، دشواری در توصیف احساسات و تفکر عینی به ترتیب 84/0، 78/0 و 79/0 به دست آمد.
مقیاس آشفتگی روانی Kessler (Kessler-10 item distress scale; K-10): پرسشنامه 10 سؤالی آشفتگی روانی وضعیت روانی فرد در یک ماه گذشته را میسنجد. سؤالات آن بهصورت طیف لیکرت از هیچ وقت (نمره صفر) تا همیشه (نمره 4) است و نمره کل عددی از صفر تا 40 به دست میآید. نمره بالا نشان دهنده آشفتگی روانی بالاتر است. این پرسشنامه در مجموع اختلال خاصی را اندازه نمیگیرد و فقط میزان اضطراب و افسردگی فرد در 4 هفته گذشته را مشخص میکند. این پرسشنامه از روایی و پایایی مطلوبی برخوردار است [26]. تحلیل عاملی تأییدی نسخه فارسی پرسشنامه از تک عاملی بودن پرسشنامه حمایت کرد و ضریب آلفای کرونباخ پرسشنامه 93/0 و ضریب اعتبار تصنیف و Spearman-Brown پرسشنامه، 91/0 گزارش شد [27]. ضریب آلفای کرونباخ مقیاس آشفتگی روانی در مطالعه حاضر 91/0 به دست آمد.
پس از اخذ کد اخلاق از کمیته اخلاق در
پژوهش پژوهشگاه رویان-جهاد دانشگاهی (IR.ACER.ROYAN.REC.1398.230)، هماهنگیهای لازم برای گردآوری دادهها در دانشگاههای مورد نظر (دانشگاه علم و فرهنگ، شهید بهشتی، الزهراء و علامه طباطبایی) صورت گرفت و به هر یک از دانشگاههای انتخاب شده مراجعه شد. به منظور سهولت در نمونهگیری، انتخاب دانشگاهها و دانشجویان بهصورت در دسترس صورت گرفت. با توجه با اینکه تمام شرکت کنندگان در این پژوهش خانم بودند، اجرای پرسشنامه توسط سه دانشجوی خانم انجام شد. پرسشگران در فضاهای عمومی دانشگاه نظیر سالن مطالعه و سایت کامپیوتر حضور یافتند و پس از توضیح اهداف پژوهش برای افراد، تأکید بر رازداری و اختیاری بودن حضور در پژوهش، پرسشنامهها را در اختیار کسانی که مایل به همکاری بودند قرار دادند و از آنها خواستند به دقت سؤالات را خوانده و به آن پاسخ دهند. تکمیل پرسشنامهها بهشکل خودگزارشی انجام شد و در صورت وجود هرگونه سؤال یا نیاز به راهنمایی در حین تکمیل پرسشنامهها، یکی از پژوهشگران راهنمایی‌های لازم را انجام میداد.
علاوه بر پرسشنامهها، متغیرهای جمعیت شناختی (سن، میزان تحصیلات، وضعیت تأهل) نیز ثبت و ملاکهای ورود و خروج مورد بررسی قرار گرفتند. همچنین با توجه به لزوم محاسبه شاخص توده بدنی، وزن و قد شرکت کنندگان پرسیده شد. در صورتی که شرکت کنندگان از قد و وزن خود اطمینان نداشتند، قد و وزن دقیق افراد در مرکز مشاوره و سلامت هر کدام از دانشگاهها با استفاده از ترازوی دیجیتال مارک Beurerو متر پارچهای اندازهگیری شد. شاخص توده بدنی از طریق تقسیم وزن (کیلوگرم) بر مجذور قد (به متر) محاسبه شد. افراد برحسب شاخص توده بدنی بهصورت وزن طبیعی (50/18 تا 99/24 کیلوگرم بر مترمربع)، اضافه وزن (25 تا 99/29 کیلوگرم بر مترمربع)، و چاق (بزرگتر یا مساوی 30 کیلوگرم بر مترمربع) طبقهبندی شدند [28].
دادههای جمعآوری شده با استفاده از نرمافزارهای SPSS نسخه 23 و AMOS نسخه 24 تجزیه و تحلیل شد. ابتدا همبستگی میان متغیرها با استفاده از ضریب همبستگی Pearson محاسبه شدند. سپس، برای بررسی نقش میانجی آشفتگی روانی در رابطه ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم، الگو‌های نظری ارائه شده در شکل‌های 2 و 3 با استفاده از روش تحلیل مسیر آزمون شدند. جهت بررسی برازندگی الگو‌ها از آزمون مجذور خی (Chi-square; χ2) و نسبت مجذور خی بر درجه‌ی آزادی (Chi-square/degrees of freedom; χ2/df) استفاده شد. عدم معناداری آماری آزمونChi-square و همچنین مقدار کوچکتر از 3 برای Chi-square/degrees of freedom برازندگی الگو را نشان میدهند [30-29]. از آنجا که مجذور خی به اندازه نمونه حساس است، جهت بررسی برازندگی الگو‌ها از شاخص برازندگی تطبیقی (Comparative fit index; CFI)، شاخص برازندگی (Goodness of fit index; GFI)، شاخص برازندگی تعدیل یافته (Adjusted goodness of fit index; AGFI) و ریشه دوم واریانس خطای تقریب (Root mean squared error of approximation; RMSEA) نیز استفاده شد. مقادیر بزرگتر از 95/0 برای شاخصهای CFI، GFI و AGFI و مقدار کوچکتر از 05/0 برای RMSEA نشان دهنده برازندگی بسیار مطلوب الگو هستند [32-31]. جهت بررسی معناداری مسیر غیرمستقیم، از رویه bootstrap با سطح معناداری 001/0 استفاده گردید.
نتایج
میانگین سنی دانشجویان دختر 97/21 سال و انحراف استاندارد آن 45/2 سال بود (دامنه سنی 18 تا 30 سال). میانگین شاخص توده بدنی 31/22 کیلوگرم بر مترمربع و انحراف استاندارد آن 91/3 کیلوگرم بر مترمربع (دامنه شاخص توده بدنی 16 تا 41 کیلوگرم بر مترمربع) بود. همه دانشجویان مجرد و دانشجوی مقطع کارشناسی بودند. میانگین و انحراف استاندارد متغیرهای ناگویی خلقی، آشفتگی روانی، رفتارهای خوردن بیرونی و رفتارهای خوردن هیجانی و همچنین ضرایب همبستگی بین متغیرها در جدول 1 ارائه شده است. مطابق جدول 1، آشفتگی روانی همبستگی مثبت و معناداری با ناگویی خلقی (44/0=r، 001/0>p)، رفتارهای خوردن بیرونی (28/0=r، 001/0>p) و رفتارهای خوردن هیجانی (22/0=r، 001/0>p) نشان میدهد.
جدول 1- میانگین، انحراف استاندارد و ضرایب همبستگی بین متغیرها در دانشجویان دختر دانشگاههای شهر تهران در سال 1398
آزمون همبستگی Pearson، * 05/0>p، ** 01/0>p به عنوان سطح معنی‌دار
| متغیر | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 |
| 1- ناگویی خلقی | 1 | |||||||
| 2- دشواری در شناسایی احساسات | **86/0 | 1 | ||||||
| 3- دشواری در توصیف احساسات | **85/0 | **66/0 | 1 | |||||
| 4- تفکر عینی | **51/0 | **14/0 | **27/0 | 1 | ||||
| 5- آشفتگی روانی | **44/0 | **48/0 | **33/0 | *13/0 | 1 | |||
| 6- رفتارهای خوردن بیرونی | **18/0 | **25/0 | *11/0 | 02/0- | **28/0 | 1 | ||
| 7- رفتارهای خوردن هیجانی | *11/0 | **15/0 | 05/0 | 01/0 | **22/0 | **29/0 | 1 | |
| 8- محدودیت در غذا خوردن | 02/0- | 06/0- | 00/0- | 02/0 | *11/0- | **23/0- | 00/0 | 1 |
| میانگین | 95/48 | 12/17 | 90/12 | 93/18 | 32/14 | 10/32 | 44/29 | 20/25 |
| انحراف استاندارد | 18/10 | 55/5 | 32/4 | 38/3 | 23/8 | 02/7 | 72/10 | 47/9 |
برای آزمودن الگوی ارائه شده در شکل 2، از روش تحلیل مسیر استفاده شد. در این الگو، مسیر مستقیم از ناگویی خلقی به رفتارهای خوردن بیرونی به لحاظ آماری معنادار نبود (269/0=p). پس از حذف این مسیر (که با خط‌چین نمایش داده شده است)، الگوی نهایی به دست آمد. شاخصهای برازش الگوی نهایی در جدول 2 آمده است. مقادیر شاخصهای نیکویی برازش به دست آمده برای الگوی نهایی نشان میدهد که الگوی مفروض با دادهها برازش بسیار مطلوبی دارد. نتیجه بررسی اثر غیرمستقیم با استفاده از رویه بوت استرپ که در جدول 3 ارائه شده است، نشان داد که ناگویی خلقی میتواند با میانجیگری آشفتگی روانی، رفتارهای خوردن بیرونی را به‌طور معناداری پیشبینی کند. اثر غیرمستقیم ناگویی خلقی بر رفتارهای خوردن بیرونی 13/0 و به لحاظ آماری معنادار بود (001/0p<). در الگوی نهایی، 5/19 درصد از واریانس آشفتگی روانی توسط ناگویی خلقی و 0/9 درصد از واریانس رفتارهای خوردن بیرونی توسط ناگویی خلقی با میانجیگری آشفتگی روانی تبیین شده است.
| 20/0 |
|
ناگویی خلقی
|
|
رفتار خوردن بیرونی
|
|
آشفتگی روانی
|
| 44/0 |
| 09/0 |
| 28/0 |
|
53.
|
شکل 2- الگوی میانجیگری آشفتگی روانی در رابطه ناگویی خلقی و رفتار خوردن بیرونی (الگوی نهایی 1) در دانشجویان دختر دانشگاههای شهر تهران در سال 1398
| 20/0 |
| 44/0 |
|
ناگویی خلقی
|
|
رفتار خوردن هیجانی
|
|
آشفتگی روانی
|
| 05/0 |
| 22/0 |
شکل 3- الگوی میانجیگری آشفتگی روانی در رابطه ناگویی خلقی و رفتار خوردن هیجانی (الگوی نهایی 2) در دانشجویان دختر دانشگاههای شهر تهران در سال 1398
شاخصهای برازش الگوی نهایی در جدول 2 آمده است. مقادیر شاخصهای نیکویی برازش به دست آمده برای الگوی نهایی نشان میدهد که الگوی مفروض با دادهها برازش بسیار مطلوبی دارد.
جدول 2- شاخصهای برازندگی الگوی نهایی 1 و الگوی نهایی 2 برای آزمودن رابطه ناگویی خلقی با رفتارهای ناسالم خوردن: نقش میانجی آشفتگی روانی در دانشجویان دختر دانشگاههای شهر تهران در سال 1398
| χ2 | df | P | χ2/df | CFI | GFI | AGFI | RMSEA | |
| الگوی نهایی 1 | 22/1 | 1 | 27/0 | 22/1 | 99/0 | 99/0 | 99/0 | 02/0 |
| الگوی نهایی 2 | 06/0 | 1 | 81/0 | 06/0 | 99/0 | 99/0 | 00/1 | 01/0 |
| سطح قابل قبول [31-32] | - | - | 05/0 < | 3 < | 95/0 < | 95/0 < | 95/0 < | 05/0 > |
نتیجه بررسی اثر غیرمستقیم با استفاده از رویه بوت استرپ که در جدول 3 ارائه شده است، نشان داد که ناگویی خلقی میتواند با میانجیگری آشفتگی روانی، رفتارهای خوردن هیجانی را به‌طور معناداری پیشبینی کند. اثر غیرمستقیم ناگویی خلقی بر رفتارهای خوردن بیرونی 10/0 و به لحاظ آماری معنادار بود (001/0p<). در الگوی نهایی، 5/19 درصد از واریانس آشفتگی روانی توسط ناگویی خلقی و 5/4 درصد از واریانس رفتارهای خوردن هیجانی توسط ناگویی خلقی با میانجیگری آشفتگی روانی تبیین شده است.
جدول 3- نتایج آزمون bootstrap برای اثرات غیر مستقیم الگوی میانجیگری آشفتگی روانی در رابطه ناگویی خلقی و رفتار خوردن هیجانی در دانشجویان دختر دانشگاههای شهر تهران در سال 1398
| مسیر مفروض | اثر غیرمستقیم | سطح معناداری |
| الگوی 1: ناگویی خلقی آشفتگی روانی رفتار خوردن بیرونی | 13/0 | 001/0 |
| الگوی 2: ناگویی خلقی آشفتگی روانی رفتار خوردن هیجانی | 10/0 | 001/0 |
بحث
هدف از پژوهش حاضر تعیین رابطه ناگویی خلقی با رفتارهای خوردن ناسالم با میانجیگری آشفتگی روانی بود. تحلیل دادهها نشان داد که بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم رابطه معناداری وجود دارد. این یافته با پژوهشهای پیشین همسو میباشد [17-13]. مشکلات ناشی از تحمل و تنظیم برانگیختگی در افراد دارای ناگویی خلقی نمایان است، همچنین مشکلات این افراد در شناسایی و توصیف هیجانها مانع کنار آمدن آنها با حالتهای عاطفی نامطلوب تجربه شده میشود. در نتیجه افراد دارای ناگویی خلقی مشکلاتی در تنظیم هیجان داشته، توانایی مدیریت هیجان را ندارند و به همین دلیل با افزایش ناگویی خلقی، میزان رفتارهای ناسالم آنها از جمله خوردن ناسالم افزایش مییابد.
از سوی دیگر، تحلیل دادهها نشان داد که بین ناگویی خلقی و آشفتگی روانی رابطه معناداری وجود دارد. مطالعات نشان میدهند ناگویی خلقی با افسردگی و اضطراب که مؤلفههای آشفتگی روانی هستند، رابطه دارد [33، 19]. در تبیین این یافته میتوان گفت از آنجایی که ناگویی خلقی عدم توانایی در توصیف احساسات و هیجانات است، این افراد زمانی که نتوانند اطلاعات هیجانی را درک و ارزشیابی کنند، از نظر شناختی و عاطفی دچار آسیب شده و آشفته میشوند. یکی از روشهای جلوگیری از این نوع آشفتگیها، تخلیه و بیان هیجانی است. حال اگر فرد نتواند هیجانات و احساسات خود را ابراز کند، افسرده شده و سلامت روان وی کاهش مییابد. همچنین، مشکلات در بیان عواطف و احساسات باعث کاهش حمایت اجتماعی شده و در نتیجه فرد دچار آشفتگی روانشناختی از جمله اضطراب و افسردگی میشود [34].
همچنین یافتهها نشان داد که بین آشفتگی روانی و رفتارهای خوردن ناسالم رابطه معناداری وجود دارد. در پژوهشهای متعددی نشان داده شده است که آشفتگی روانی رفتار خوردن ناسالم را پیشبینی میکند و افرادی که در معرض شرایط اضطرابآور قرار میگیرند، بیش‌تر مرتکب رفتارهای خوردن ناسالم میشوند [21-20]. همچنین مطالعهای نشان داد که افسردگی با رفتار خوردن هیجانی رابطه مستقیم دارد، اما با خوردن بیرونی ارتباط ندارد [35]. در تبیین تفاوت یافته مطالعه حاضر با این مطالعه که بین افسردگی و رفتار خوردن بیرونی ارتباطی را نشان نداد، میتوان اظهار داشت که مکانیسمهای مختلفی در پس این ارتباط وجود دارند از جمله این موارد میتوان به این نکته اشاره نمود که خوردن بیرونی به عوامل تنظیم کننده خواص ادراکی غذا مربوط است.
در مورد نقش میانجیگر، پژوهشهای متعددی نشان دادهاند که ناگویی خلقی به واسطه متغیرهای دیگری با رفتارهای خوردن ناسالم ارتباط دارد. نتیجه بررسی اثر غیرمستقیم در پژوهش حاضر نشان داد که ناگویی خلقی میتواند با میانجیگری آشفتگی روانی، رفتارهای خوردن بیرونی و هیجانی را به‌طور معناداری پیشبینی کند. ناتوانی در بیان تجربههای هیجانی در نتیجه عدم تمایز عواطف میتواند از طریق تصویر بدنی تحریف شده با رفتارهای خوردن ناسالم ارتباط داشته باشد. از جمله مشخصههای بیرونی دیگر که میتواند بهعنوان متغیر میانجیگر، مکانیزم ارتباطی بین ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم را تبیین کند، آشفتگی روانی است [36]. مطالعهای نشان داد که خوردن هیجانی با افسردگی رابطه مستقیم دارد و این مسئله با نتیجه تحقیق حاضر همسو بوده است، اما بین خوردن بیرونی و افسردگی رابطه معناداری ندارد که این یافته تا حدودی با یافتههای کنونی ناهمسو بوده‌اند [37]. میتوان اظهار داشت که تجربههای حالات هیجانی منفی و آشفتگی روانی بیش‌تر با رفتارهای خوردن ناسالم مثل خوردن هیجانی همراه است. در تبیین یافتهها در ارتباط با آشفتگی روانی و متغیرهای ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم، میتوان گفت که با توجه به اهمیت آگاهی از آشفتگی روانشناختی و نقش آن در ارتباط با مؤلفههای گوناگون روانشناختی از جمله ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم بالا است، میبایست افراد از نقش این مسئله آگاه بوده تا بتوان از آسیبهای ناشی از آن از جمله کاهش کارآیی و سلامت روان آنان جلوگیری کرد. افسردگی که از جمله مؤلفههای ناگویی خلقی است به طور غیرمستقیم از طریق ناگویی خلقی به خوردن احساسی مربوط میشود. در نتیجه این یافتهها این دیدگاه را حمایت میکند که مکانیسمهای مختلفی در پس رفتارهای خوردن بیمارگون نهفته است و بهنظر میرسد بین رفتارهای خوردن بیمارگون و مشکلات آشفتگی روانی ارتباط وجود دارد [36-35].
نتایج پژوهش تلویحات بالینی حائز اهمیتی دارد. خوردن هیجانی بهعنوان نوعی تنظیم هیجان قلمداد میشود و از این رو درک نقش ناگویی خلقی و بینظمی هیجانی به توسعه استراتژیهای راهبردی کمک میکند که از طریق آنها میتوان رفتارهای خوردن ناسالم را مدیریت کرد. خوردن غذا در پاسخ به استرسورهای طبیعی، در نقش یک مکانیزم محافظتی در عدهای عمل میکند. در نتیجه به راهبرد جدیدی لازم است تا به این افراد کمک شود که استرس و هیجانات منفی خود را به درستی مدیریت کنند. در صورتی که افراد بتوانند خوردن هیجانی خود را بهعنوان راهکار مقابلهای، مدیریت کنند و دیگر برای تسکین خود به دنبال رفتارهای خوردن ناسالم نخواهند بود. بنابراین، هنگام طراحی مداخلات کنترل وزن، باید به توانایی افراد در توصیف و شناسایی احساسات خود توجه کافی داشت.
پژوهش حاضر محدودیتهایی نیز داشت. پژوهش بر روی زنان انجام شد که امکان تعمیم نتایج را محدود میسازد. همچنین نمونه پژوهش حاضر را دانشجویان تشکیل دادند که از نظر اجتماعی، اقتصادی و فرهنگی گروه خاصی هستند و در نتیجه تعمیم نتایج به جامعه بزرگتر باید با احتیاط صورت بگیرد. استفاده از پرسشنامه خودگزارشی محدودیت دیگری است که ممکن است بر صحت پاسخها اثرگذاشته باشد. لذا پیشنهاد میشود در پژوهشهای آتی از روشهای دیگر نظیر مصاحبه استفاده شود. به علاوه، به دلیل ماهیت مقطعی پژوهش امکان تبیین علی یافتهها وجود ندارد و پیشنهاد میشود در آینده از مطالعات طولی استفاده شود. همچنین پیشنهاد میشود تفاوتهای جنسیتی در زمینه آشفتگی، ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم در مردان هم بررسی شود. علاوه بر این میتوان از سازههای دیگری مثل تکانش‌گری و ذهن آگاهی که ممکن است بین رابطه ناگویی خلقی و رفتارهای خوردن ناسالم نقش میانجیگر یا تعدیلکننده داشته باشند، پرداخت.
نتیجهگیری
در مجموع مطالعه حاضر نشان داد آشفتگی روانی میتواند بین ناگویی خلقی و رفتار خوردن ناسالم نقش میانجیگر ایفاء نماید. هرچند این یافتهها باید با استفاده از سایر روشهای پژوهشی نظیر مطالعات طولی تکرار شوند، اما نشان میدهد برای پیشگیری از رفتارهای خوردن ناسالم باید از سنین پایین به توانایی ابرازگری و ادراک هیجانی توجه کرد و هم در این دوران و هم در دوران بزرگ‌سالی برای کاهش رفتارهای خوردن بیمارگون بر آشفتگی روانی و ناگویی خلقی بهعنوان سازههای زیربنایی مرتبط با این رفتارها تمرکز کرد.
تشکر و قدردانی
نویسندگان این مقاله از کلیه دانشجویانی که بهعنوان مشارکت کننده در این پژوهش حضور داشتند و همچنین دانشگاههای علم و فرهنگ، شهید بهشتی، الزهراء و علامه طباطبایی که اجرای پژوهش جزء با همکاری آنها میسر نبود، کمال تشکر و قدردانی را دارند.
.
References
[1] Breines J, Toole A, Tu C, Chen S. Self-compassion, body image, and self-reported disordered eating. Self Identity 2014; 13: 432-48.
[2] Quick VM, Byrd-Bredbenner C, Neumark-Sztainer D. Chronic illness and disordered eating: a discussion of the literature. Adv Nutr 2013; 4(3): 277-86.
[3] Sutin A, Robinson E, Daly M, Terracciano A. Weight discrimination and unhealthy eating-related behaviors. Appetite 2016; 102: 83-9.
[4] Vartanian LR, Porter AM. Weight stigma and eating behavior: A review of the literature. Appetite 2016; 102: 3-14.
[5] Frayn M, Knäuper B. Emotional eating and weight in adults: a review. Curr Psychol 2018; 37(4): 924-33.
[6] Schachter S, Goldman R, Gordon A. Effects of fear, food deprivation, and obesity on eating. J Pers Soc Psychol 1968; 10(2): 91-7.
[7] Hayes JF, Fitzsimmons-Craft EE, Karam AM, Jakubiak J, Brown ML, Wilfley DE. Disordered eating attitudes and behaviors in youth with overweight and obesity: implications for treatment. Curr Obes Rep 2018; 7(3): 235-46.
[8] Xu P, Opmeer EM, van Tol MJ, Goerlich KS, Aleman A. Structure of the alexithymic brain: A parametric coordinate-based meta-analysis. Neurosci Biobehav Rev 2018; 87: 50-5.
[9] Samur D, Tops M, Schlinkert C, Quirin M, Cuijpers P, Koole SL. Four decades of research on alexithymia: moving toward clinical applications. Front Psychol 2013; 19(4): 861.
[10] Luminet O, Bagby RM, Taylor GJ, editors. Alexithymia: Advances in research, theory, and clinical practice. Cambridge University Press; 2018.
[11] Berardis DD, Campanella D, Nicola S, Gianna S, Alessandro C, Chiara C, et al. The impact of alexithymia on anxiety disorders: a review of the literature. Curr Psychiatry Rev 2008; 4(2): 80-6.
[12] Nicolò G, Semerari A, Lysaker PH, Dimaggio G, Conti L, D'Angerio S, et al. Alexithymia in personality disorders: Correlations with symptoms and interpersonal functioning. Psychiatry Res 2011; 190(1): 37-42.
[13] Nowakowski ME, McFarlane T, Cassin S. Alexithymia and eating disorders: a critical review of the literature. J Eat Disord 2013; 1 (1): 1-4.
[14] Casagrande M, Boncompagni I, Forte G, Guarino A, Favieri F. Emotion and overeating behavior: effects of alexithymia and emotional regulation on overweight and obesity. Eat Weigh Disord 2020; 25(5): 1333-45.
[15] Messedi N, Feki I, Masmoudi R, Saguem BN, Masmoudi J. What relationship between eating disorders and alexithymia among medical students?. Eur Psychiatry 2017; 41(S1): S557-S557.
[16] Pinaquy S, Chabrol H, Simon C, Louvet JP, Barbe P. Emotional eating, alexithymia, and binge‐eating disorder in obese women. Obes Res 2003; 11(2): 195-201.
[17] Goetz DB, Johnson EC, Naugle AE, Borges LM. Alexithymia, state‐emotion dysregulation, and eating disorder symptoms: A mediation model. Clin Psychol 2020; 24(2): 166-75.
[18] Ridner SH. Psychological distress: concept analysis. J Adv Nurs 2004; 45(5): 536-45.
[19] Founta O, Adamzik K, Tobin AM, Kirby B, Hevey D. Psychological distress, alexithymia and alcohol misuse in patients with psoriasis: A cross-sectional study. J Clin Psychol Med Settings 2019; 26(2): 200-19.
[20] Patrick JH, Stahl ST, Sundaram M. Disordered eating and psychological distress among adults. Int J Aging Hum Dev 2011; 73(3): 209-26.
[21] Fitzsimmons EE, Bardone-Cone AM. Coping and social support as potential moderators of the relation between anxiety and eating disorder symptomatology. Eat Behav 2011; 12(1): 21-8.
[22] Van Strien T, Frijters JE, Bergers GP, Defares PB. The Dutch Eating Behavior Questionnaire (DEBQ) for assessment of restrained, emotional, and external eating behavior. Int J Eat Disord 1986; 5(2): 295-315.
[23] Kachooei M, Ashrafi E. Exploring the factor structure, reliability and validity of the Food Craving Questionnaire-Trait in Iranian adults. J Kerman Univ Medical Sci 2016; 23(5): 631-48. [Farsi]
[24] Bagby RM, Parker JD, Taylor GJ. The twenty-item Toronto Alexithymia Scale-I. Item selection and cross-validation of the factor structure. J Psychosom Res 1994; 38(1): 23-32.
[25] Besharat MA. Reliability and factorial validity of a Farsi version of the 20-item Toronto Alexithymia Scale with a sample of Iranian students. Psychol Rep 2007; 101(1): 209-20.
[26] Furukawa TA, Kessler RC, Slade T, Andrews G. The performance of the K6 and K10 screening scales for psychological distress in the Australian National Survey of Mental Health and Well-Being. Psychol Med 2003; 33(2): 357.
[27] Yaghubi H. Psychometric properties of the 10 questions Version of the Kessler Psychological Distress Scale (K-10). J Appl Psychol 2016; 6(4): 45-57. [Farsi]
[28] World Health Organization. Obesity: preventing and managing the global epidemic. Geneva: World Health Organization. 2000
[29] Kline RB. Principles and practice of structural equation modeling. New York, Guilford publications; 2015 Nov 3. 269.
[30] Tabachnick BG, Fidell LS, Ullman JB. Using multivariate statistics. Boston, MA: Pearson; 2007 Mar 3. 528.
[31] Hu LT, Bentler PM. Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Struct Equ Modeling 1999; 6(1): 1-55.
[32] MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for covariance structure modeling. Psychol Methods 1996; 1(2): 130.
[33] Motan I, Gençöz T. The Relationship Between the Dimensions of Alexithymia and the Intensity of Depression and Anxiety. Turk J Psychiatry 2007; 18(4).
[34] Saikkonen S, Karukivi M, Vahlberg T, Saarijärvi S. Associations of social support and alexithymia with psychological distress in Finnish young adults. Scand J Psychol 2018; 59(6): 602-9.
[35] Finch LE, Tomiyama AJ. Comfort eating, psychological stress, and depressive symptoms in young adult women. Appetite 2015; 95: 239-44.
[36] Fenwick AS, Sullivan KA. Potential link between body dysmorphic disorder symptoms and alexithymia in an eating-disordered treatment-seeking sample. Psychiatry Res 2011; 189(2): 299-304.
[37] van Strien T. Ice‐cream consumption, tendency toward overeating, and personality. Int J Eat Disord 2000; 28(4): 460-4.
[2] Quick VM, Byrd-Bredbenner C, Neumark-Sztainer D. Chronic illness and disordered eating: a discussion of the literature. Adv Nutr 2013; 4(3): 277-86.
[3] Sutin A, Robinson E, Daly M, Terracciano A. Weight discrimination and unhealthy eating-related behaviors. Appetite 2016; 102: 83-9.
[4] Vartanian LR, Porter AM. Weight stigma and eating behavior: A review of the literature. Appetite 2016; 102: 3-14.
[5] Frayn M, Knäuper B. Emotional eating and weight in adults: a review. Curr Psychol 2018; 37(4): 924-33.
[6] Schachter S, Goldman R, Gordon A. Effects of fear, food deprivation, and obesity on eating. J Pers Soc Psychol 1968; 10(2): 91-7.
[7] Hayes JF, Fitzsimmons-Craft EE, Karam AM, Jakubiak J, Brown ML, Wilfley DE. Disordered eating attitudes and behaviors in youth with overweight and obesity: implications for treatment. Curr Obes Rep 2018; 7(3): 235-46.
[8] Xu P, Opmeer EM, van Tol MJ, Goerlich KS, Aleman A. Structure of the alexithymic brain: A parametric coordinate-based meta-analysis. Neurosci Biobehav Rev 2018; 87: 50-5.
[9] Samur D, Tops M, Schlinkert C, Quirin M, Cuijpers P, Koole SL. Four decades of research on alexithymia: moving toward clinical applications. Front Psychol 2013; 19(4): 861.
[10] Luminet O, Bagby RM, Taylor GJ, editors. Alexithymia: Advances in research, theory, and clinical practice. Cambridge University Press; 2018.
[11] Berardis DD, Campanella D, Nicola S, Gianna S, Alessandro C, Chiara C, et al. The impact of alexithymia on anxiety disorders: a review of the literature. Curr Psychiatry Rev 2008; 4(2): 80-6.
[12] Nicolò G, Semerari A, Lysaker PH, Dimaggio G, Conti L, D'Angerio S, et al. Alexithymia in personality disorders: Correlations with symptoms and interpersonal functioning. Psychiatry Res 2011; 190(1): 37-42.
[13] Nowakowski ME, McFarlane T, Cassin S. Alexithymia and eating disorders: a critical review of the literature. J Eat Disord 2013; 1 (1): 1-4.
[14] Casagrande M, Boncompagni I, Forte G, Guarino A, Favieri F. Emotion and overeating behavior: effects of alexithymia and emotional regulation on overweight and obesity. Eat Weigh Disord 2020; 25(5): 1333-45.
[15] Messedi N, Feki I, Masmoudi R, Saguem BN, Masmoudi J. What relationship between eating disorders and alexithymia among medical students?. Eur Psychiatry 2017; 41(S1): S557-S557.
[16] Pinaquy S, Chabrol H, Simon C, Louvet JP, Barbe P. Emotional eating, alexithymia, and binge‐eating disorder in obese women. Obes Res 2003; 11(2): 195-201.
[17] Goetz DB, Johnson EC, Naugle AE, Borges LM. Alexithymia, state‐emotion dysregulation, and eating disorder symptoms: A mediation model. Clin Psychol 2020; 24(2): 166-75.
[18] Ridner SH. Psychological distress: concept analysis. J Adv Nurs 2004; 45(5): 536-45.
[19] Founta O, Adamzik K, Tobin AM, Kirby B, Hevey D. Psychological distress, alexithymia and alcohol misuse in patients with psoriasis: A cross-sectional study. J Clin Psychol Med Settings 2019; 26(2): 200-19.
[20] Patrick JH, Stahl ST, Sundaram M. Disordered eating and psychological distress among adults. Int J Aging Hum Dev 2011; 73(3): 209-26.
[21] Fitzsimmons EE, Bardone-Cone AM. Coping and social support as potential moderators of the relation between anxiety and eating disorder symptomatology. Eat Behav 2011; 12(1): 21-8.
[22] Van Strien T, Frijters JE, Bergers GP, Defares PB. The Dutch Eating Behavior Questionnaire (DEBQ) for assessment of restrained, emotional, and external eating behavior. Int J Eat Disord 1986; 5(2): 295-315.
[23] Kachooei M, Ashrafi E. Exploring the factor structure, reliability and validity of the Food Craving Questionnaire-Trait in Iranian adults. J Kerman Univ Medical Sci 2016; 23(5): 631-48. [Farsi]
[24] Bagby RM, Parker JD, Taylor GJ. The twenty-item Toronto Alexithymia Scale-I. Item selection and cross-validation of the factor structure. J Psychosom Res 1994; 38(1): 23-32.
[25] Besharat MA. Reliability and factorial validity of a Farsi version of the 20-item Toronto Alexithymia Scale with a sample of Iranian students. Psychol Rep 2007; 101(1): 209-20.
[26] Furukawa TA, Kessler RC, Slade T, Andrews G. The performance of the K6 and K10 screening scales for psychological distress in the Australian National Survey of Mental Health and Well-Being. Psychol Med 2003; 33(2): 357.
[27] Yaghubi H. Psychometric properties of the 10 questions Version of the Kessler Psychological Distress Scale (K-10). J Appl Psychol 2016; 6(4): 45-57. [Farsi]
[28] World Health Organization. Obesity: preventing and managing the global epidemic. Geneva: World Health Organization. 2000
[29] Kline RB. Principles and practice of structural equation modeling. New York, Guilford publications; 2015 Nov 3. 269.
[30] Tabachnick BG, Fidell LS, Ullman JB. Using multivariate statistics. Boston, MA: Pearson; 2007 Mar 3. 528.
[31] Hu LT, Bentler PM. Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Struct Equ Modeling 1999; 6(1): 1-55.
[32] MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for covariance structure modeling. Psychol Methods 1996; 1(2): 130.
[33] Motan I, Gençöz T. The Relationship Between the Dimensions of Alexithymia and the Intensity of Depression and Anxiety. Turk J Psychiatry 2007; 18(4).
[34] Saikkonen S, Karukivi M, Vahlberg T, Saarijärvi S. Associations of social support and alexithymia with psychological distress in Finnish young adults. Scand J Psychol 2018; 59(6): 602-9.
[35] Finch LE, Tomiyama AJ. Comfort eating, psychological stress, and depressive symptoms in young adult women. Appetite 2015; 95: 239-44.
[36] Fenwick AS, Sullivan KA. Potential link between body dysmorphic disorder symptoms and alexithymia in an eating-disordered treatment-seeking sample. Psychiatry Res 2011; 189(2): 299-304.
[37] van Strien T. Ice‐cream consumption, tendency toward overeating, and personality. Int J Eat Disord 2000; 28(4): 460-4.
[2]- (نویسنده مسئول) استادیار روانشناسی سلامت، گروه روان شناسی، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه علم و فرهنگ، تهران، ایران
تلفن: 44238171-021، دورنگار: 44214750-021، پست الکترونیکی: kachooei.m@gmail.com
تلفن: 44238171-021، دورنگار: 44214750-021، پست الکترونیکی: kachooei.m@gmail.com
[3]- دانشجوی کارشناسی ارشد روانشناسی بالینی کودک و نوجوان، گروه روانشناسی، دانشگاه تبریز، تبریز، ایران
[4]- دانشجوی دکتری روانشناسی تربیتی، گروه روانشناسی، دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی، دانشگاه شهید بهشتی، تهران، ایران
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
