مجله علمی دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
جلد 25، شماره 4 - ( 4-1405 )
جلد 25 شماره 4 صفحات 412-397 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Ethics code: IR.KAUMS.MEDNT.REC.1403.184
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Hassani R S, Zanjani Z. The Mediating Role of Self-Compassion in the Relationship between Adverse Childhood Experiences and Depressive Symptoms among University Students:
A Descriptive Study. JRUMS 2026; 25 (4) :397-412
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-7993-fa.html
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-7993-fa.html
حسنی ریحانه سادات، زنجانی زهرا. نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی با نشانه‌های افسردگی دانشجویان: یک مطالعه توصیفی. مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان. 1405; 25 (4) :397-412
دانشگاه علوم پزشکی کاشان،
متن کامل [PDF 356 kb]
(9 دریافت)
| چکیده (HTML) (20 مشاهده)
شکل 1- مدل مفهومی نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین تجارب ناگوار کودکی و نشانه‌های افسردگی در دانشجویان
شکل 2- مدل ساختاری نهایی پژوهش همراه با ضرایب مسیر استاندارد در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ (287=n)
References
شکل 1- مدل مفهومی نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین تجارب ناگوار کودکی و نشانه‌های افسردگی در دانشجویان
شکل 2- مدل ساختاری نهایی پژوهش همراه با ضرایب مسیر استاندارد در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ (287=n)
References
متن کامل: (11 مشاهده)
مقاله پژوهشی
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 25، تیر 1405، 412-397
نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی با نشانه‌های افسردگی دانشجویان: یک مطالعه توصیفی
ریحانه سادات حسنی[1]، زهرا زنجانی[2]
دریافت مقاله: 10/01/1405 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 21/02/1405 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 22/04/1405 پذیرش مقاله: 23/04/1405
چکیده
زمینه و هدف: تجارب ناگوار دوران کودکی یکی از مهم‌ترین عوامل خطرساز در شکل‌گیری آسیب‌پذیری هیجانی و افزایش احتمال بروز اختلالات خلقی در بزرگسالی محسوب می‌شوند. پژوهش حاضر با هدف تبیین مدل ساختاری رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی و نشانه‌های افسردگی، با تمرکز بر نقش میانجی شفقت نسبت به خود انجام شد.
مواد و روش‌ها: این مطالعه به‌صورت توصیفی و با استفاده از مدل‌سازی معادلات ساختاری انجام شد. نمونه پژوهش شامل 287 نفر از دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ بود که به‌روش نمونه‌گیری تصادفی طبقه‌ای انتخاب شدند. ابزارهای مورد استفاده شامل پرسش‌نامه تجارب ناگوار دوران کودکی Bernstein و همکاران، پرسش‌نامه نشانه‌های افسردگی Beck (ویرایش دوم) و مقیاس شفقت به خود Neff بود. تجزیه‌وتحلیل داده‌ها با استفاده از شاخص‌های آمار توصیفی (میانگین و انحراف معیار)، ضریب همبستگی Pearson و روش مدل‌سازی معادلات ساختاری (آزمون روابط مستقیم و واسطه‌ای) انجام شد.
یافته‌ها: نتایج نشان داد که تجارب ناگوار دوران کودکی با علائم افسردگی رابطه مثبت و با شفقت به خود رابطه منفی و معناداری دارد (05/0>P). ارزیابی مدل فرضی پژوهش نشان دهنده برازش مناسب مدل با داده‌های تجربی بود. همچنین، نتایج تحلیل مسیر تأیید کرد که شفقت به خود نقش واسطه‌ای معناداری در رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی و نشانه‌های افسردگی ایفا می‌کند (05/0>P).
نتیجه‌گیری: یافته‌ها نشان می‌دهند که تجارب ناگوار دوران کودکی از طریق کاهش شفقت نسبت به خود، احتمال بروز افسردگی را افزایش می‌دهند. بر این اساس، مداخلات درمانی مبتنی بر تقویت شفقت نسبت به خود می‌توانند در پیشگیری و درمان افسردگی به‌ویژه در جمعیت دانشجویی مؤثر باشند.
واژه‌های کلیدی: تجارب ناگوار دوران کودکی، افسردگی، شفقت نسبت به خود، دانشجویان
ارجاع: حسنی رس، زنجانی ز. نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی با نشانه‌های افسردگی دانشجویان: یک مطالعه توصیفی. سال 1405، دوره 25، شماره 4، صفحات: 412-397.
.
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 25، تیر 1405، 412-397
نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی با نشانه‌های افسردگی دانشجویان: یک مطالعه توصیفی
ریحانه سادات حسنی[1]، زهرا زنجانی[2]
دریافت مقاله: 10/01/1405 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 21/02/1405 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 22/04/1405 پذیرش مقاله: 23/04/1405
زمینه و هدف: تجارب ناگوار دوران کودکی یکی از مهم‌ترین عوامل خطرساز در شکل‌گیری آسیب‌پذیری هیجانی و افزایش احتمال بروز اختلالات خلقی در بزرگسالی محسوب می‌شوند. پژوهش حاضر با هدف تبیین مدل ساختاری رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی و نشانه‌های افسردگی، با تمرکز بر نقش میانجی شفقت نسبت به خود انجام شد.
مواد و روش‌ها: این مطالعه به‌صورت توصیفی و با استفاده از مدل‌سازی معادلات ساختاری انجام شد. نمونه پژوهش شامل 287 نفر از دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ بود که به‌روش نمونه‌گیری تصادفی طبقه‌ای انتخاب شدند. ابزارهای مورد استفاده شامل پرسش‌نامه تجارب ناگوار دوران کودکی Bernstein و همکاران، پرسش‌نامه نشانه‌های افسردگی Beck (ویرایش دوم) و مقیاس شفقت به خود Neff بود. تجزیه‌وتحلیل داده‌ها با استفاده از شاخص‌های آمار توصیفی (میانگین و انحراف معیار)، ضریب همبستگی Pearson و روش مدل‌سازی معادلات ساختاری (آزمون روابط مستقیم و واسطه‌ای) انجام شد.
یافته‌ها: نتایج نشان داد که تجارب ناگوار دوران کودکی با علائم افسردگی رابطه مثبت و با شفقت به خود رابطه منفی و معناداری دارد (05/0>P). ارزیابی مدل فرضی پژوهش نشان دهنده برازش مناسب مدل با داده‌های تجربی بود. همچنین، نتایج تحلیل مسیر تأیید کرد که شفقت به خود نقش واسطه‌ای معناداری در رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی و نشانه‌های افسردگی ایفا می‌کند (05/0>P).
نتیجه‌گیری: یافته‌ها نشان می‌دهند که تجارب ناگوار دوران کودکی از طریق کاهش شفقت نسبت به خود، احتمال بروز افسردگی را افزایش می‌دهند. بر این اساس، مداخلات درمانی مبتنی بر تقویت شفقت نسبت به خود می‌توانند در پیشگیری و درمان افسردگی به‌ویژه در جمعیت دانشجویی مؤثر باشند.
واژه‌های کلیدی: تجارب ناگوار دوران کودکی، افسردگی، شفقت نسبت به خود، دانشجویان
.
مقدمه
افسردگی یکی از مهم‌ترین اختلالات روانی است که سلامت جسم و روان افراد را تحت تأثیر قرار می‌دهد. این اختلال یکی از برجسته‌ترین مشکلات سلامتی در سراسر جهان است که عملکرد و رفاه روزانه افراد را مختل می‌کند؛ به‌طوری‌که پیش‌بینی می‌شود تا سال‌های آینده علت اصلی ناتوانی در جهان باشد (1). در ایران نیز بررسی‌های انجام شده بر روی دانشجویان، میزان شیوع بالایی از افسردگی 48 درصد را نشان می‌دهد که این میزان در دختران بیشتر از پسران است (2). این اختلال روان‌شناختی، دومین عامل مرگ‌ومیر و خودکشی در میان دانشجویان به شمار می‌رود (3). گستره رو به رشدی از تحقیقات نشان می‌دهد که تجارب ناگوار دوران کودکی (Adverse childhood experiences; ACEs) از جمله سوء استفاده‌های جنسی، فیزیکی، عاطفی و غفلت، پیش‌بینی‌کننده‌های قدرتمندی برای آسیب‌پذیری عاطفی در سنین بالاتر هستند و خطر ابتلاء به افسردگی را به‌طور چشم‌گیری افزایش می‌دهند (4). با توجه به افزایش علائم افسردگی در میان دانشجویان، پژوهش‌های اخیر بر شناسایی عوامل محافظتی بالقوه‌ای تمرکز کرده‌اند که می‌توانند تاب‌آوری را در برابر پیامدهای نامطلوب ناشی از ناملایمات کودکی افزایش دهند (5) یکی از عوامل محافظتی کلیدی که اخیراً توجه پژوهشگران را برانگیخته، شفقت به خود (Self-compassion) است. شفقت به خود شامل سه مؤلفه مهربانی با خود در برابر قضاوت سخت‌گیرانه، اشتراکات انسانی در برابر انزوا و ذهن‌آگاهی در برابر همانندسازی افراطی با دردها است (6 ،5).
شفقت به خود به عنوان یک راهبرد تنظیم هیجان سازگار عمل می‌کند و اثر تعدیل‌کننده‌ای بر علائم افسردگی دارد (7). تنظیم هیجانی شامل فرآیندهایی می‌شود که افراد از طریق آن‌ها تجارب هیجانی خود را مدیریت و تعدیل می‌کنند (8). افرادی که تجارب ناگوار دوران کودکی را پشت سر گذاشته‌اند، اغلب نقص‌های شدیدی در تنظیم هیجان نشان می‌دهند که آسیب‌پذیری آن‌ها را در برابر افسردگی بالا می‌برد (11-9) از آنجا که شفقت به خود ظرفیت پردازش سازگارانه هیجانات منفی (مثل شرم و خودسرزنش‌گری) را افزایش می‌دهد و وابستگی به راهبردهای ناسازگار مانند نشخوار فکری را کاهش می‌دهد، پرورش آن می‌تواند اثرات آسیب‌زای تجارب نامطلوب کودکی را تعدیل کند (11 ،6).
با وجود این یافته‌ها، خلاء پژوهشی آشکاری در زمینه مکانیسم‌های دقیق این رابطه وجود دارد؛ چرا که تعداد نسبتاً کمی از مطالعات به نقش واسطه‌ای شفقت به خود در رابطه بین ناملایمات اولیه کودکی و افسردگی، به‌ویژه در بافت‌های فرهنگی غیرغربی و بر روی جامعه دانشجویی پرداخته‌اند و نتایج همسو در این زمینه با محدودیت مواجه است (13 ،12) از این رو، تبیین این مکانیسم می‌تواند دلالت‌های بالینی مهمی برای طراحی مداخلات پیشگیرانه و درمانی در جامعه دانشگاهی فراهم آورد. بنابراین، هدف پژوهش حاضر تعیین مدل ساختاری رابطه تجارب ناگوار دوران کودکی و علائم افسردگی با نقش میانجی شفقت به خود در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان است. مدل مفهومی پیشنهادی پژوهش در شکل ۱ ارائه شده است.
افسردگی یکی از مهم‌ترین اختلالات روانی است که سلامت جسم و روان افراد را تحت تأثیر قرار می‌دهد. این اختلال یکی از برجسته‌ترین مشکلات سلامتی در سراسر جهان است که عملکرد و رفاه روزانه افراد را مختل می‌کند؛ به‌طوری‌که پیش‌بینی می‌شود تا سال‌های آینده علت اصلی ناتوانی در جهان باشد (1). در ایران نیز بررسی‌های انجام شده بر روی دانشجویان، میزان شیوع بالایی از افسردگی 48 درصد را نشان می‌دهد که این میزان در دختران بیشتر از پسران است (2). این اختلال روان‌شناختی، دومین عامل مرگ‌ومیر و خودکشی در میان دانشجویان به شمار می‌رود (3). گستره رو به رشدی از تحقیقات نشان می‌دهد که تجارب ناگوار دوران کودکی (Adverse childhood experiences; ACEs) از جمله سوء استفاده‌های جنسی، فیزیکی، عاطفی و غفلت، پیش‌بینی‌کننده‌های قدرتمندی برای آسیب‌پذیری عاطفی در سنین بالاتر هستند و خطر ابتلاء به افسردگی را به‌طور چشم‌گیری افزایش می‌دهند (4). با توجه به افزایش علائم افسردگی در میان دانشجویان، پژوهش‌های اخیر بر شناسایی عوامل محافظتی بالقوه‌ای تمرکز کرده‌اند که می‌توانند تاب‌آوری را در برابر پیامدهای نامطلوب ناشی از ناملایمات کودکی افزایش دهند (5) یکی از عوامل محافظتی کلیدی که اخیراً توجه پژوهشگران را برانگیخته، شفقت به خود (Self-compassion) است. شفقت به خود شامل سه مؤلفه مهربانی با خود در برابر قضاوت سخت‌گیرانه، اشتراکات انسانی در برابر انزوا و ذهن‌آگاهی در برابر همانندسازی افراطی با دردها است (6 ،5).
شفقت به خود به عنوان یک راهبرد تنظیم هیجان سازگار عمل می‌کند و اثر تعدیل‌کننده‌ای بر علائم افسردگی دارد (7). تنظیم هیجانی شامل فرآیندهایی می‌شود که افراد از طریق آن‌ها تجارب هیجانی خود را مدیریت و تعدیل می‌کنند (8). افرادی که تجارب ناگوار دوران کودکی را پشت سر گذاشته‌اند، اغلب نقص‌های شدیدی در تنظیم هیجان نشان می‌دهند که آسیب‌پذیری آن‌ها را در برابر افسردگی بالا می‌برد (11-9) از آنجا که شفقت به خود ظرفیت پردازش سازگارانه هیجانات منفی (مثل شرم و خودسرزنش‌گری) را افزایش می‌دهد و وابستگی به راهبردهای ناسازگار مانند نشخوار فکری را کاهش می‌دهد، پرورش آن می‌تواند اثرات آسیب‌زای تجارب نامطلوب کودکی را تعدیل کند (11 ،6).
با وجود این یافته‌ها، خلاء پژوهشی آشکاری در زمینه مکانیسم‌های دقیق این رابطه وجود دارد؛ چرا که تعداد نسبتاً کمی از مطالعات به نقش واسطه‌ای شفقت به خود در رابطه بین ناملایمات اولیه کودکی و افسردگی، به‌ویژه در بافت‌های فرهنگی غیرغربی و بر روی جامعه دانشجویی پرداخته‌اند و نتایج همسو در این زمینه با محدودیت مواجه است (13 ،12) از این رو، تبیین این مکانیسم می‌تواند دلالت‌های بالینی مهمی برای طراحی مداخلات پیشگیرانه و درمانی در جامعه دانشگاهی فراهم آورد. بنابراین، هدف پژوهش حاضر تعیین مدل ساختاری رابطه تجارب ناگوار دوران کودکی و علائم افسردگی با نقش میانجی شفقت به خود در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان است. مدل مفهومی پیشنهادی پژوهش در شکل ۱ ارائه شده است.
|
تجارب ناگوار
دوران کودکی |
|
شفقت به خود
|
|
افسردگی
|
شکل 1- مدل مفهومی نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین تجارب ناگوار کودکی و نشانه‌های افسردگی در دانشجویان
مواد و روش‌ها
روش این پژوهش توصیفی از نوع مطالعات مدل‌سازی ساختاری است. جامعه آماری پژوهش شامل کلیه دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ بود. این پژوهش با کد اخلاق IR.KAUMS.MEDNT.REC.1403.184 در کمیته‌ی اخلاق در پژوهش دانشگاه علوم پزشکی کاشان به تصویب رسیده است.
برای تعیین حجم نمونه مناسب در مدل‌یابی معادلات ساختاری، از دستورالعمل‌های ادبیات پژوهشی به‌روز در این حوزه استفاده شد که به‌طور کلی حجم نمونه ۲۰۰ تا ۳۰۰ نفر را بسته به پیچیدگی مدل و اشتراک‌پذیری توصیف می‌کنند (15-14)، بر اساس این توصیه‌ها، نمونه‌ای با حجم ۳۰۰ نفر تعیین شد که در نهایت، ۲۸۷ دانشجو پرسش‌نامه را به طور کامل تکمیل نمودند و وارد تحلیل نهایی شدند.
معیارهای ورود به پژوهش شامل شاغل به تحصیل بودن در یکی از رشته‌های دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳، داشتن حداقل سن ۱۸ سال، عدم ابتلاء به اختلالات مصرف مواد، عدم ابتلاء به اختلالات مزمن و شدید روان‌پزشکی (نظیر اختلال وسواسی-جبری، دوقطبی و طیف اسکیزوفرنیا)، عدم تجربه رویدادهای تنش‌زای شدید اخیر (مانند سوگ، طلاق و بحران‌های مالی) در ۶ ماه گذشته، و همچنین عدم مصرف داروهای روان‌پزشکی (مانند ضدافسردگی‌ها) بر اساس خودگزارش‌دهی دانشجو بود. در مقابل، معیارهای خروج از پژوهش شامل عدم تمایل به ادامه همکاری در هر یک از مراحل تکمیل ابزارها، مخدوش بودن پرسش‌نامه‌ها یا عدم پاسخگویی به بیش از ۱۰ درصد از گویه‌ها تعیین گردید.
روش نمونه‌گیری در این پژوهش، نمونه‌گیری طبقه‌ای با تخصیص متناسب بود که در آن، به دلیل محدودیت دسترسی به چارچوب کامل و فهرست کل جامعه، انتخاب واحدهای نمونه در درون هر طبقه به‌صورت در دسترس انجام شد. به منظور اجرای این روش، جامعه آماری بر اساس دو متغیر رشته تحصیلی و جنسیت به طبقات همگن تقسیم شد و حجم نمونه مورد نیاز برای هر طبقه با توجه به نسبت تعداد دانشجویان آن طبقه به کل جامعه تعیین گردید. انتخاب نهایی دانشجویان در هر طبقه از میان افراد در دسترس (مانند فهرست‌های کلاسی، گروه‌های آموزشی یا سامانه‌های دانشجویی) صورت گرفت. فرآیند توزیع پرسش‌نامه‌ها به مدت ۴ ماه در فضاهای آموزشی و بیمارستان‌های دانشگاه علوم پزشکی کاشان در ساعات مختلف شبانه‌روز (ساعات اداری و شیفت‌های کارآموزی عصر و شب) انجام شد تا حداکثر تنوع نمونه حاصل شود. پژوهش‌گر پس از تشریح اهداف، کسب رضایت آگاهانه شفاهی و کتبی و اطمینان دادن در خصوص محرمانه ماندن اطلاعات، پرسش‌نامه‌ها را به صورت خودگزارش‌دهی (زمان پاسخگویی ۱۵ تا ۲۰ دقیقه) توزیع کرد که در نهایت از ۳۰۰ پرسش‌نامه، ۱۳ مورد به دلیل نقص ساختاری حذف و ۲۸۷ مورد وارد تحلیل شدند.
ابزارهای گردآوری داده‌ها شامل فرم اطلاعات جمعیت‌شناختی و سه پرسش‌نامه استاندارد بود. در فرم اطلاعات جمعیت‌شناختی، سن، جنسیت، رشته تحصیلی و وضعیت سکونت ثبت شد. همچنین، برای بررسی معیارهای ورود، سابقه اختلال مصرف مواد، اختلالات مزمن و شدید روان‌پزشکی، رویدادهای تنش‌زای شدید طی ۶ ماه گذشته و مصرف داروهای روان‌پزشکی به روش خودگزارش‌دهی ارزیابی شد. پرسش‌نامه‌های استاندارد به شرح زیر بودند:
پرسش‌نامه افسردگی Beck چاپ دوم (Beck Depression Inventory, Second Edition; BDI-II): Beck و همکاران در سال 1996 ویرایش دوم پرسش‌نامه افسردگی Beck را منتشر کردند (16). این ابزار یک شاخص 21 ماده ای از نشانه‌های خودگزارشی افسردگی است که در نمونه‌های بالینی و غیربالینی قابل اجرا است و دو عامل شناختی-عاطفی و نگرش منفی-نشانه‌های بدنی را در افسردگی می‌سنجد. در فرآیند نمره‌دهی از شرکت‌کنندگان خواسته می‌شود تا میزان نشانه‌های افسردگی را بر روی یک پیوستار 4 درجه‌ای از "صفر" ( فقدان افسردگی یا افسردگی خفیف) تا "سه " ( افسردگی شدید ) درجه‌بندی کنند. سپس نمره کل با جمع بستن نمره‌های ماده ها به‌دست می‌آید که از صفر تا 63 است و نمره بالاتر بیانگر افسردگی بیشتر است. مطالعات انجام شده درباره اعتبار این پرسش‌نامه در کشورهای مختلف نشان می‌دهد که این پرسش‌نامه از اعتبار قابل قبولی برخوردار است. در مطالعه‌ای (2008) در جمعیت بزرگ‌سالان آمریکایی ضرایب همسانی درونی را 90/0 و 89/0 و ضریب بازآزمایی را 94/0 به‌دست آوردند (17). در ایران نیز Rajabi و همکاران (1390) ضرایب روایی بین نمره کل افسردگی و عامل های شناختی-عاطفی 90/0 و نگرش منفی نشانه‌های بدنی را 95/0 گزارش کردند که بیانگر روایی سازه پرسش‌نامه افسردکی Beck ( ویرایش دوم) در جامعه ایرانی است. همچنین، برای بررسی پایایی این ابزار از ضریب آلفای کرونباخ استفاده شده است که در کل نمونه 86/0 گزارش شده است (18). در مطالعه حاضر نیز آلفای کرونباخ کل این ابزار 90/0 و همچنین آلفای کرونباخ زیرمقیاس شناختی عاطفی 82/0 و نگرش منفی-نشانه‌های بدنی 72/0 به‌دست آمد.
پرسش‌نامه تروماها و تجارب ناگوار دوران کودکی (Childhood Trauma Questionnaire; CTQ): این مقیاس در سال 2003 توسط Bernstein و همکاران به منظور سنجش آسیب‌ها و تروماهای دوران کودکی طراحی شد که پنج نوع از بدرفتاریهای دوران کودکی را (سوء استفاده جنسی، سوء استفاده جسمی، سوء استفاده عاطفی و غفلت عاطفی و جسمی) مورد سنجش قرار می‌دهد. این ابزار دارای 28 سؤال است که 25 سؤال آن برای سنجش مؤلفه‌های اصلی پرسش‌نامه، و 3 سؤال آن نیز برای تشخیص افرادی که مشکلات دوران کودکی خود را انکار می‌کنند به‌کار می‌رود. نمره‌گذاری این پرسش‌نامه در یک طیف لیکرت پنج درجه‌ای از 1 تا 5 است و نمره‌گذاری، آیتم‌های 2، 5، 7، 13، 19، 26 و 28 به صورت معکوس انجام می‌شوند. بنابراین، دامنه نمره‌ای که هر فرد در کل پرسش‌نامه کسب می‌کند از 25 تا 125 است. نمرات بالا در پرسش‌نامه نشان دهنده تروما یا آسیب بیشتر و نمرات کمتر نشان دهنده آسیب یا تروما کمتر در دوران کودکی است (19). در پژوهش Bernstein و همکاران ضریب آلفای کرونباخ پرسش‌نامه بر روی گروهی از جوانان برای ابعاد سوء استفاده عاطفی، سوء استفاده جسمی، سوء استفاده جنسی، غفلت عاطفی و جسمی به ترتیب برابر با 87/0، 86/0، 95/0، 89/0، 78/0 گزارش شد. همچنین، روایی هم‌زمان آن با درجه بندی درمان‌گران از میزان تروماهای کودکی در دامنه 59/0 تا 78/0 گزارش شده است (19). در ایران نیز در پژوهش Ebrahimi و همکاران، آلفای کرونباخ 81/0 تا 98/0 برای ابعاد پنج‌گانه آن و اعتبار بازآزمایی 94/0 برای این ابزار گزارش گردید. همچنین، مطالعه Ebrahimi و همکاران رابطه مثبت و معناداری بین این پرسش‌نامه و پرسش‌نامه افسردگی Beck نشان داده است (20). در مطالعه حاضر نیز آلفای کرونباخ کل مقیاس برابر 85/0 و همچنین آلفای کرونباخ زیرمقیاس های سوء رفتار عاطفی 75/0، سوء رفتار جسمی 75/0، سوء رفتار جنسی 90/0، غفلت عاطفی 85/0 و غفلت جسمی 66/0 به‌دست آمد.
پرسش‌نامه خودشفقت ورزی (Self-Compassion Scale; SCS): Neff در سال 2003 مقیاس خودشفقت ورزی را طراحی و اعتبار‌یابی کرد. این مقیاس خودگزارشی دارای 26 گویه است که شامل 6 خرده مقیاس مهربانی با خود، قضاوت درباره خود، احساسات مشترک انسانی، منزوی سازی، ذهن‌آگاهی و بزرگ‌نمایی است که در یک طیف لیکرت 5 درجه‌ای 1=تقریباً هرگز و 5=تقریباً همیشه قرار میگیرد و نمره‌گذاری خرده مقیاس‌های قضاوت نسبت به خود، انزوا و افراط در همانندسازی به شکل معکوس انجام میگیرد و در نهایت نمره بالاتر نشان از خودشفقتی بیشتر است. همسانی درونی آن با بررسی ضریب آلفای کرونباخ محاسبه شده برای کل مقیاس 92/0 و برای هر کدام از زیر مقیاس‌ها به ترتیب 87/0، 77/0، 80/0، 79/0، 75/0، 81/0 به‌دست آمد. همچنین، پایایی بازآزمایی این ابزار پس از دو هفته 93/0 گزارش شده است (21). در ایران Momeni و همکاران، روایی همگرا و واگرا مقیاس خودشفقت‌ورزی Neff را از طریق اجرا مقیاس حرمت خود و پرسش‌نامه‌های افسردگی و اضطراب Beck بررسی کردند که نتایج به دست آمده معنادار بوده است. همچنین، همسانی درونی مقیاس خودشفت ورزی برحسب ضریب آلفای کرونباخ بررسی شد و با ضریب همبستگی 70/0 مورد تأیید قرار گرفت. در بررسی پایایی نیز ضریب همبستگی معنادار (89/0 ) بین نمره‌های دو نوبت آزمون با فاصله 10 روز به‌دست آمد که نشان از پایایی بازآزمایی بالای این مقیاس است (22). در مطالعه حاضر نیز آلفای کرونباخ کل ابزار 90/0 و آلفای کرونباخ زیر مقیاس‌های مهربانی با خود 84/0، قضاوت نسبت به خود 70/0، انسانیت مشترک 67/0، انزوا 79/0 و افراط در همانندسازی 78/0 به‌دست آمد.
تجزیه و تحلیل داده‌ها در دو سطح توصیفی و استنباطی انجام شد. آمارهای توصیفی شامل میانگین، انحراف استاندارد و ماتریس همبستگی متغیرها با استفاده از نرم‌افزار SPSS نسخه ۲۶ محاسبه گردید. همچنین، برای آزمون مدل مفهومی پیشنهادی، از روش مدل‌یابی معادلات ساختاری (Structural Equation Modeling; SEM) با استفاده از نرم‌افزار تحلیل ساختارهای گشتاوری (Analysis of Moment Structures; AMOS) نسخه ۲۶ استفاده شد. ارزیابی و بررسی برازش مدل با استفاده از شاخص‌های متعدد آماری شامل نسبت کای‌اسکوئر به درجه آزادی (Chi-Square to Degrees of Freedom Ratio; χ²/df)، شاخص برازش تطبیقی (Comparative Fit Index; CFI)، ریشه میانگین مجذورات خطای تقریب (Root Mean Square Error of Approximation; RMSEA)، ریشه میانگین مجذور باقی‌مانده استانداردشده (Standardized Root Mean Square Residual; SRMR)، شاخص برازش نرمال‌شده (Normed Fit Index; NFI)، شاخص نیکویی برازش (Goodness of Fit Index; GFI) و شاخص برازش فزاینده (Incremental Fit Index; IFI) صورت گرفت. برای شاخص χ²/df مقدار عددی 3 (14) و برای شاخص‌های CFI، NFI، GFI و IFI بزرگ‌تر از 9/0 (24-23) و برای شاخص‌های RMSEA و SRMR کمتر از 08/0 (25) به عنوان حد مطلوب برازش در نظر گرفته شد. سطح معنی‌داری در آزمون‌ها 05/0 در نظر گرفته شد.
نتایج
نمونه مورد مطالعه شامل ۲۸۷ دانشجو از دانشگاه علوم پزشکی کاشان بود که در دامنه سنی ۱۸ تا 45 سال قرار داشتند و میانگین سنی آن‌ها 35/24 سال (انحراف معیار 06/6 سال) گزارش شد. از میان شرکت‌کنندگان، 6/67 درصد زن بودند و بیشترین فراوانی رشته‌های تحصیلی به‌ترتیب مربوط به پزشکی (2/67 درصد)، پرستاری (1/17 درصد) و مامایی (1/9 درصد) بود. ویژگی‌های جمعیت شناختی شرکت‌کنندگان پژوهش در جدول 1 آورده شده است.
روش این پژوهش توصیفی از نوع مطالعات مدل‌سازی ساختاری است. جامعه آماری پژوهش شامل کلیه دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ بود. این پژوهش با کد اخلاق IR.KAUMS.MEDNT.REC.1403.184 در کمیته‌ی اخلاق در پژوهش دانشگاه علوم پزشکی کاشان به تصویب رسیده است.
برای تعیین حجم نمونه مناسب در مدل‌یابی معادلات ساختاری، از دستورالعمل‌های ادبیات پژوهشی به‌روز در این حوزه استفاده شد که به‌طور کلی حجم نمونه ۲۰۰ تا ۳۰۰ نفر را بسته به پیچیدگی مدل و اشتراک‌پذیری توصیف می‌کنند (15-14)، بر اساس این توصیه‌ها، نمونه‌ای با حجم ۳۰۰ نفر تعیین شد که در نهایت، ۲۸۷ دانشجو پرسش‌نامه را به طور کامل تکمیل نمودند و وارد تحلیل نهایی شدند.
معیارهای ورود به پژوهش شامل شاغل به تحصیل بودن در یکی از رشته‌های دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳، داشتن حداقل سن ۱۸ سال، عدم ابتلاء به اختلالات مصرف مواد، عدم ابتلاء به اختلالات مزمن و شدید روان‌پزشکی (نظیر اختلال وسواسی-جبری، دوقطبی و طیف اسکیزوفرنیا)، عدم تجربه رویدادهای تنش‌زای شدید اخیر (مانند سوگ، طلاق و بحران‌های مالی) در ۶ ماه گذشته، و همچنین عدم مصرف داروهای روان‌پزشکی (مانند ضدافسردگی‌ها) بر اساس خودگزارش‌دهی دانشجو بود. در مقابل، معیارهای خروج از پژوهش شامل عدم تمایل به ادامه همکاری در هر یک از مراحل تکمیل ابزارها، مخدوش بودن پرسش‌نامه‌ها یا عدم پاسخگویی به بیش از ۱۰ درصد از گویه‌ها تعیین گردید.
روش نمونه‌گیری در این پژوهش، نمونه‌گیری طبقه‌ای با تخصیص متناسب بود که در آن، به دلیل محدودیت دسترسی به چارچوب کامل و فهرست کل جامعه، انتخاب واحدهای نمونه در درون هر طبقه به‌صورت در دسترس انجام شد. به منظور اجرای این روش، جامعه آماری بر اساس دو متغیر رشته تحصیلی و جنسیت به طبقات همگن تقسیم شد و حجم نمونه مورد نیاز برای هر طبقه با توجه به نسبت تعداد دانشجویان آن طبقه به کل جامعه تعیین گردید. انتخاب نهایی دانشجویان در هر طبقه از میان افراد در دسترس (مانند فهرست‌های کلاسی، گروه‌های آموزشی یا سامانه‌های دانشجویی) صورت گرفت. فرآیند توزیع پرسش‌نامه‌ها به مدت ۴ ماه در فضاهای آموزشی و بیمارستان‌های دانشگاه علوم پزشکی کاشان در ساعات مختلف شبانه‌روز (ساعات اداری و شیفت‌های کارآموزی عصر و شب) انجام شد تا حداکثر تنوع نمونه حاصل شود. پژوهش‌گر پس از تشریح اهداف، کسب رضایت آگاهانه شفاهی و کتبی و اطمینان دادن در خصوص محرمانه ماندن اطلاعات، پرسش‌نامه‌ها را به صورت خودگزارش‌دهی (زمان پاسخگویی ۱۵ تا ۲۰ دقیقه) توزیع کرد که در نهایت از ۳۰۰ پرسش‌نامه، ۱۳ مورد به دلیل نقص ساختاری حذف و ۲۸۷ مورد وارد تحلیل شدند.
ابزارهای گردآوری داده‌ها شامل فرم اطلاعات جمعیت‌شناختی و سه پرسش‌نامه استاندارد بود. در فرم اطلاعات جمعیت‌شناختی، سن، جنسیت، رشته تحصیلی و وضعیت سکونت ثبت شد. همچنین، برای بررسی معیارهای ورود، سابقه اختلال مصرف مواد، اختلالات مزمن و شدید روان‌پزشکی، رویدادهای تنش‌زای شدید طی ۶ ماه گذشته و مصرف داروهای روان‌پزشکی به روش خودگزارش‌دهی ارزیابی شد. پرسش‌نامه‌های استاندارد به شرح زیر بودند:
پرسش‌نامه افسردگی Beck چاپ دوم (Beck Depression Inventory, Second Edition; BDI-II): Beck و همکاران در سال 1996 ویرایش دوم پرسش‌نامه افسردگی Beck را منتشر کردند (16). این ابزار یک شاخص 21 ماده ای از نشانه‌های خودگزارشی افسردگی است که در نمونه‌های بالینی و غیربالینی قابل اجرا است و دو عامل شناختی-عاطفی و نگرش منفی-نشانه‌های بدنی را در افسردگی می‌سنجد. در فرآیند نمره‌دهی از شرکت‌کنندگان خواسته می‌شود تا میزان نشانه‌های افسردگی را بر روی یک پیوستار 4 درجه‌ای از "صفر" ( فقدان افسردگی یا افسردگی خفیف) تا "سه " ( افسردگی شدید ) درجه‌بندی کنند. سپس نمره کل با جمع بستن نمره‌های ماده ها به‌دست می‌آید که از صفر تا 63 است و نمره بالاتر بیانگر افسردگی بیشتر است. مطالعات انجام شده درباره اعتبار این پرسش‌نامه در کشورهای مختلف نشان می‌دهد که این پرسش‌نامه از اعتبار قابل قبولی برخوردار است. در مطالعه‌ای (2008) در جمعیت بزرگ‌سالان آمریکایی ضرایب همسانی درونی را 90/0 و 89/0 و ضریب بازآزمایی را 94/0 به‌دست آوردند (17). در ایران نیز Rajabi و همکاران (1390) ضرایب روایی بین نمره کل افسردگی و عامل های شناختی-عاطفی 90/0 و نگرش منفی نشانه‌های بدنی را 95/0 گزارش کردند که بیانگر روایی سازه پرسش‌نامه افسردکی Beck ( ویرایش دوم) در جامعه ایرانی است. همچنین، برای بررسی پایایی این ابزار از ضریب آلفای کرونباخ استفاده شده است که در کل نمونه 86/0 گزارش شده است (18). در مطالعه حاضر نیز آلفای کرونباخ کل این ابزار 90/0 و همچنین آلفای کرونباخ زیرمقیاس شناختی عاطفی 82/0 و نگرش منفی-نشانه‌های بدنی 72/0 به‌دست آمد.
پرسش‌نامه تروماها و تجارب ناگوار دوران کودکی (Childhood Trauma Questionnaire; CTQ): این مقیاس در سال 2003 توسط Bernstein و همکاران به منظور سنجش آسیب‌ها و تروماهای دوران کودکی طراحی شد که پنج نوع از بدرفتاریهای دوران کودکی را (سوء استفاده جنسی، سوء استفاده جسمی، سوء استفاده عاطفی و غفلت عاطفی و جسمی) مورد سنجش قرار می‌دهد. این ابزار دارای 28 سؤال است که 25 سؤال آن برای سنجش مؤلفه‌های اصلی پرسش‌نامه، و 3 سؤال آن نیز برای تشخیص افرادی که مشکلات دوران کودکی خود را انکار می‌کنند به‌کار می‌رود. نمره‌گذاری این پرسش‌نامه در یک طیف لیکرت پنج درجه‌ای از 1 تا 5 است و نمره‌گذاری، آیتم‌های 2، 5، 7، 13، 19، 26 و 28 به صورت معکوس انجام می‌شوند. بنابراین، دامنه نمره‌ای که هر فرد در کل پرسش‌نامه کسب می‌کند از 25 تا 125 است. نمرات بالا در پرسش‌نامه نشان دهنده تروما یا آسیب بیشتر و نمرات کمتر نشان دهنده آسیب یا تروما کمتر در دوران کودکی است (19). در پژوهش Bernstein و همکاران ضریب آلفای کرونباخ پرسش‌نامه بر روی گروهی از جوانان برای ابعاد سوء استفاده عاطفی، سوء استفاده جسمی، سوء استفاده جنسی، غفلت عاطفی و جسمی به ترتیب برابر با 87/0، 86/0، 95/0، 89/0، 78/0 گزارش شد. همچنین، روایی هم‌زمان آن با درجه بندی درمان‌گران از میزان تروماهای کودکی در دامنه 59/0 تا 78/0 گزارش شده است (19). در ایران نیز در پژوهش Ebrahimi و همکاران، آلفای کرونباخ 81/0 تا 98/0 برای ابعاد پنج‌گانه آن و اعتبار بازآزمایی 94/0 برای این ابزار گزارش گردید. همچنین، مطالعه Ebrahimi و همکاران رابطه مثبت و معناداری بین این پرسش‌نامه و پرسش‌نامه افسردگی Beck نشان داده است (20). در مطالعه حاضر نیز آلفای کرونباخ کل مقیاس برابر 85/0 و همچنین آلفای کرونباخ زیرمقیاس های سوء رفتار عاطفی 75/0، سوء رفتار جسمی 75/0، سوء رفتار جنسی 90/0، غفلت عاطفی 85/0 و غفلت جسمی 66/0 به‌دست آمد.
پرسش‌نامه خودشفقت ورزی (Self-Compassion Scale; SCS): Neff در سال 2003 مقیاس خودشفقت ورزی را طراحی و اعتبار‌یابی کرد. این مقیاس خودگزارشی دارای 26 گویه است که شامل 6 خرده مقیاس مهربانی با خود، قضاوت درباره خود، احساسات مشترک انسانی، منزوی سازی، ذهن‌آگاهی و بزرگ‌نمایی است که در یک طیف لیکرت 5 درجه‌ای 1=تقریباً هرگز و 5=تقریباً همیشه قرار میگیرد و نمره‌گذاری خرده مقیاس‌های قضاوت نسبت به خود، انزوا و افراط در همانندسازی به شکل معکوس انجام میگیرد و در نهایت نمره بالاتر نشان از خودشفقتی بیشتر است. همسانی درونی آن با بررسی ضریب آلفای کرونباخ محاسبه شده برای کل مقیاس 92/0 و برای هر کدام از زیر مقیاس‌ها به ترتیب 87/0، 77/0، 80/0، 79/0، 75/0، 81/0 به‌دست آمد. همچنین، پایایی بازآزمایی این ابزار پس از دو هفته 93/0 گزارش شده است (21). در ایران Momeni و همکاران، روایی همگرا و واگرا مقیاس خودشفقت‌ورزی Neff را از طریق اجرا مقیاس حرمت خود و پرسش‌نامه‌های افسردگی و اضطراب Beck بررسی کردند که نتایج به دست آمده معنادار بوده است. همچنین، همسانی درونی مقیاس خودشفت ورزی برحسب ضریب آلفای کرونباخ بررسی شد و با ضریب همبستگی 70/0 مورد تأیید قرار گرفت. در بررسی پایایی نیز ضریب همبستگی معنادار (89/0 ) بین نمره‌های دو نوبت آزمون با فاصله 10 روز به‌دست آمد که نشان از پایایی بازآزمایی بالای این مقیاس است (22). در مطالعه حاضر نیز آلفای کرونباخ کل ابزار 90/0 و آلفای کرونباخ زیر مقیاس‌های مهربانی با خود 84/0، قضاوت نسبت به خود 70/0، انسانیت مشترک 67/0، انزوا 79/0 و افراط در همانندسازی 78/0 به‌دست آمد.
تجزیه و تحلیل داده‌ها در دو سطح توصیفی و استنباطی انجام شد. آمارهای توصیفی شامل میانگین، انحراف استاندارد و ماتریس همبستگی متغیرها با استفاده از نرم‌افزار SPSS نسخه ۲۶ محاسبه گردید. همچنین، برای آزمون مدل مفهومی پیشنهادی، از روش مدل‌یابی معادلات ساختاری (Structural Equation Modeling; SEM) با استفاده از نرم‌افزار تحلیل ساختارهای گشتاوری (Analysis of Moment Structures; AMOS) نسخه ۲۶ استفاده شد. ارزیابی و بررسی برازش مدل با استفاده از شاخص‌های متعدد آماری شامل نسبت کای‌اسکوئر به درجه آزادی (Chi-Square to Degrees of Freedom Ratio; χ²/df)، شاخص برازش تطبیقی (Comparative Fit Index; CFI)، ریشه میانگین مجذورات خطای تقریب (Root Mean Square Error of Approximation; RMSEA)، ریشه میانگین مجذور باقی‌مانده استانداردشده (Standardized Root Mean Square Residual; SRMR)، شاخص برازش نرمال‌شده (Normed Fit Index; NFI)، شاخص نیکویی برازش (Goodness of Fit Index; GFI) و شاخص برازش فزاینده (Incremental Fit Index; IFI) صورت گرفت. برای شاخص χ²/df مقدار عددی 3 (14) و برای شاخص‌های CFI، NFI، GFI و IFI بزرگ‌تر از 9/0 (24-23) و برای شاخص‌های RMSEA و SRMR کمتر از 08/0 (25) به عنوان حد مطلوب برازش در نظر گرفته شد. سطح معنی‌داری در آزمون‌ها 05/0 در نظر گرفته شد.
نتایج
نمونه مورد مطالعه شامل ۲۸۷ دانشجو از دانشگاه علوم پزشکی کاشان بود که در دامنه سنی ۱۸ تا 45 سال قرار داشتند و میانگین سنی آن‌ها 35/24 سال (انحراف معیار 06/6 سال) گزارش شد. از میان شرکت‌کنندگان، 6/67 درصد زن بودند و بیشترین فراوانی رشته‌های تحصیلی به‌ترتیب مربوط به پزشکی (2/67 درصد)، پرستاری (1/17 درصد) و مامایی (1/9 درصد) بود. ویژگی‌های جمعیت شناختی شرکت‌کنندگان پژوهش در جدول 1 آورده شده است.
جدول 1- ویژگی‌های جمعیت‌شناختی دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ (287=n)
| متغیرها | تعداد (درصد) |
| جنسیت | |
| زن | 194 (6/67) |
| مرد | 93 (4/32) |
| سن | |
| کمتر از 20 سال | 97 (8/33) |
| 20-25 سال | 97 (8/33) |
| 25-30 سال | 59 (6/20) |
| 30-35 سال | 15 (5/2) |
| 35-40 سال | 15 (5/2) |
| 40-45 سال | 4 (4/1) |
| رشته تحصیلی | |
| پرستاری | 49 (1/17) |
| پزشکی | 193 (2/67) |
| مامایی | 28 (1/9) |
| سایر | 17 (9/5) |
| وضعیت سکونت | |
| خوابگاهی | 164 (1/57) |
| غیرخوابگاهی | 123 (9/42) |
به منظور درک ویژگی‌های اصلی و توزیع متغیرهای مورد مطالعه، شاخص‌های گرایش مرکزی و پراکندگی برای متغیرهای اصلی (تجارب ناگوار دوران کودکی، خودشفقت‌ورزی و افسردگی) و همچنین مؤلفه‌های اختصاصی تجارب ناگوار دوران کودکی محاسبه گردید. نتایج این تحلیل در جدول 2 ارائه شده است.
در بررسی دقیق‌تر مؤلفه‌های تجارب ناگوار دوران کودکی (جدول 2)، نتایج نشان داد که مؤلفه غفلت هیجانی با میانگین 41/9 بالاترین میزان را در میان سایر تجارب ناگوار به خود اختصاص داده است. پس از آن، مؤلفه‌های غفلت جسمی (17/7) و سوء استفاده هیجانی (17/7) در رتبه‌های بعدی قرار دارند. کمترین میانگین نیز مربوط به مؤلفه سوء استفاده جسمی با میانگین 94/5 بود. این یافته‌ها حاکی از آن است که در نمونه مورد مطالعه، تجارب مرتبط با غفلت، به‌ویژه از نوع هیجانی، بیش از تجارب مرتبط با سوء استفاده گزارش شده است و میانگین کل نمره خودشفقت ورزی و افسردگی به ترتیب 69/78 و39/13 محاسبه شد. همچنین، مقادیر کجی و کشیدگی برای تمامی متغیرها و مؤلفه‌ها در بازه نرمال (بازه ±2) قرار داشته و توزیع مناسب داده‌ها را تأیید می‌کند.
در بررسی دقیق‌تر مؤلفه‌های تجارب ناگوار دوران کودکی (جدول 2)، نتایج نشان داد که مؤلفه غفلت هیجانی با میانگین 41/9 بالاترین میزان را در میان سایر تجارب ناگوار به خود اختصاص داده است. پس از آن، مؤلفه‌های غفلت جسمی (17/7) و سوء استفاده هیجانی (17/7) در رتبه‌های بعدی قرار دارند. کمترین میانگین نیز مربوط به مؤلفه سوء استفاده جسمی با میانگین 94/5 بود. این یافته‌ها حاکی از آن است که در نمونه مورد مطالعه، تجارب مرتبط با غفلت، به‌ویژه از نوع هیجانی، بیش از تجارب مرتبط با سوء استفاده گزارش شده است و میانگین کل نمره خودشفقت ورزی و افسردگی به ترتیب 69/78 و39/13 محاسبه شد. همچنین، مقادیر کجی و کشیدگی برای تمامی متغیرها و مؤلفه‌ها در بازه نرمال (بازه ±2) قرار داشته و توزیع مناسب داده‌ها را تأیید می‌کند.
جدول 2- شاخص‌های توصیفی خودشفقت‌ورزی، افسردگی و ابعاد تجارب ناگوار دوران کودکی در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ (287=n)
| متغیر / مؤلفه | میانگین | انحراف معیار | حداقل | حداکثر | کجی | کشیدگی |
| تجارب ناگوار کودکی (کل) | 97/46 | 25/11 | ۳۵ | ۱۰۶ | 93/1 | 36/1 |
| سوءاستفاده هیجانی | 17/7 | 08/3 | ۵ | ۲۲ | 95/1 | 95/1 |
| سوءاستفاده جسمی | 94/5 | 16/2 | ۵ | ۱۹ | 43/1 | 68/1 |
| سوءاستفاده جنسی | 57/6 | 23/3 | ۵ | ۲۵ | 79/1 | 10/1 |
| غفلت هیجانی | 41/9 | 30/4 | ۵ | ۲۵ | 21/1 | 28/1 |
| غفلت جسمی | 17/7 | 81/2 | ۵ | ۲۱ | 66/1 | 93/1 |
| خودشفقت‌ورزی (کل) | 69/78 | 61/15 | ۳۴ | ۱۱۹ | 07/0 | 21/0- |
| افسردگی (کل) | 39/13 | 14/10 | ۰ | ۵۱ | 11/1 | 26/1 |
به‌منظور تفکیک و بررسی وضعیت شرکت‌کنندگان بر اساس نقاط برش استاندارد در متغیرهای پژوهش، توزیع فراوانی و درصد افراد در طبقات مختلف محاسبه گردید. نتایج این بررسی در جدول 3 درج شده است. بر اساس نقاط برش استاندارد، فراوانی افراد در طبقات متغیرهای اصلی پژوهش به شرح زیر بود: در پرسش‌نامه افسردگی بک، 168 نفر (5/58 درصد) در طبقه بدون افسردگی یا بسیار خفیف، 54 نفر (8/18 درصد) در طبقه خفیف، 42 نفر (6/14 درصد) در طبقه متوسط و 23 نفر (0/8 درصد) در طبقه شدید قرار داشتند. در پرسش‌نامه تجارب ناگوار دوران کودکی، 219 نفر (3/76 درصد) هیچ‌یک از انواع بدرفتاری را در حد متوسط تا شدید گزارش نکردند، 30 نفر (5/10 درصد) یک نوع، 15 نفر (2/5 درصد) دو نوع و 23 نفر (0/8 درصد) سه نوع یا بیشتر از انواع تجارب ناگوار را در حد متوسط تا شدید گزارش کردند. در پرسش‌نامه خودشفقت‌ورزی نیز بر اساس سهک‌های نمره کل، 97 نفر (8/33 درصد) در طبقه پایین، 95 نفر (1/33 درصد) در طبقه متوسط و 95 نفر (1/33 درصد) در طبقه بالا قرار گرفتند.
جدول 3- توزیع فراوانی شرکت‌کنندگان بر اساس طبقات متغیرهای خودشفقت‌ورزی، افسردگی و تجارب ناگوار دوران کودکی در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ (287=n)
| متغیر | طبقه / سطح | فراوانی | درصد (%) |
| تجارب ناگوار کودکی | بدون هیچ نوع تجربه (متوسط تا شدید) | ۲۱۹ | 3/76 |
| یک نوع تجربه | ۳۰ | 5/10 | |
| دو نوع تجربه | ۱۵ | 2/5 | |
| سه نوع تجربه یا بیشتر | ۲۳ | 0/8 | |
| خودشفقت‌ورزی | پایین | ۹۷ | 8/33 |
| متوسط | ۹۵ | 1/33 | |
| بالا | ۹۵ | 1/33 | |
| افسردگی | بدون افسردگی / بسیار خفیف | ۱۶۸ | 5/58 |
| خفیف | ۵۴ | 8/18 | |
| متوسط | ۴۲ | 6/14 | |
| شدید | ۲۳ | 0/8 |
سپس، همبستگی‌های دومتغیره Pearson میان متغیرهای اصلی پژوهش محاسبه شد تا روابط اولیه بررسی و وجود هم‌خطی چندگانه ارزیابی گردد. یافته‌های تحلیل همبستگی نشان داد که بین تجارب ناگوار دوران کودکی و خودشفقت‌ورزی رابطه منفی و معناداری وجود دارد (01/0P<، 274/0-=r) در مقابل، رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی و افسردگی مثبت و معنادار گزارش شد (01/0P<، 357/0=r). همچنین، بین خودشفقت‌ورزی و افسردگی رابطه منفی و نیرومندی مشاهده گردید (01/0P<، 666/0=r) بر این اساس، شواهدی از هم‌خطی چندگانه در داده‌ها وجود ندارد، زیرا ضرایب همبستگی بین متغیرهای پیش‌بین و میانجی به‌طور قابل‌توجهی کمتر از آستانه بحرانی 90/0 بودند (26).
پس از تأیید مفروضه‌ها، شاخص‌های برازش، به‌ویژه نسبت کای‌اسکوئر به درجه آزادی (χ²/df)، شاخص برازش نیکویی (GFI)، شاخص برازش تطبیقی (CFI)، شاخص برازش هنجارمند (NFI)، شاخص افزوده برازش (IFI)، ریشه میانگین مربعات خطای تقریب (RMSEA) و ریشه میانگین مربعات باقی‌مانده استانداردشده (SRMR) محاسبه شدند تا مدل پیشنهادی ارزیابی شود. نتایج برازش مدل نشان داد همه مقادیر به دست آمده در وضعیت مطلوب و مناسب قرار داشتند (جدول 4).
پس از تأیید مفروضه‌ها، شاخص‌های برازش، به‌ویژه نسبت کای‌اسکوئر به درجه آزادی (χ²/df)، شاخص برازش نیکویی (GFI)، شاخص برازش تطبیقی (CFI)، شاخص برازش هنجارمند (NFI)، شاخص افزوده برازش (IFI)، ریشه میانگین مربعات خطای تقریب (RMSEA) و ریشه میانگین مربعات باقی‌مانده استانداردشده (SRMR) محاسبه شدند تا مدل پیشنهادی ارزیابی شود. نتایج برازش مدل نشان داد همه مقادیر به دست آمده در وضعیت مطلوب و مناسب قرار داشتند (جدول 4).
جدول 4- شاخص‌های برازش مدل ساختاری پژوهش در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ (287=n)
| شاخص برازش | نماد اختصاری | مقدار به‌دست آمده | دامنه یا حد مطلوب پذیرش | وضعیت | منبع شاخص |
| کای‌اسکوئر به درجه آزادی | χ²/df | 909/1 | کمتر از 00/3 | مناسب | (14) |
| ریشه میانگین مربعات خطای تقریب | RMSEA | 056/0 | کمتر از 08/0 | مناسب | (25) |
| ریشه میانگین مربعات باقی‌مانده استاندارد شده | SRMR | 057/0 | کمتر از 08/0 | مناسب | (25) |
| شاخص برازش تطبیقی | CFI | 978/0 | بزرگ‌تر از 90/0 | مطلوب | (14) |
| شاخص برازش هنجارمند | NFI | 955/0 | بزرگ‌تر از 90/0 | مطلوب | (23) |
| شاخص برازش نیکویی | GFI | 947/0 | بزرگ‌تر از 90/0 | مناسب | (23) |
| شاخص افزوده برازش | IFI | 978/0 | بزرگ‌تر از 90/0 | مناسب | (24) |
پس از تأیید برازش مطلوب مدل ساختاری پژوهش (جدول 4)، در این مرحله به بررسی ضرایب مسیرهای مستقیم جهت آزمون روابط ساختاری بین متغیرها پرداخته می‌شود. نتایج تحلیل نشان داد که تجارب ناگوار دوران کودکی به‌عنوان متغیر پیش‌بین اصلی، اثرات معناداری بر متغیر میانجی دارد؛ به‌طوری‌که رابطه معنادار و معکوسی بین تجارب ناگوار کودکی و خودشفقت‌ورزی مشاهده شد (این یافته‌ها مؤید آن است که مواجهه با ناملایمات در دوران کودکی، با کاهش توانایی فرد برای مهربانی و شفقت نسبت به خود در بزرگسالی همراه است. در ادامه، اثرات متغیر میانجی بر افسردگی بررسی شد. نتایج حاکی از آن بود که شفقت به خود، پیش‌بینی‌کننده‌ای نیرومند برای نشانه‌های افسردگی است؛ به‌طوری‌که خودشفقت‌ورزی به صورت مستقیم و منفی توانست واریانس افسردگی را تبیین کند (0۰1/0P<،19/0=β). این یافته بدین معنا است که سطوح بالاتر خودشفقت‌ورزی با کاهش علائم افسردگی در دانشجویان همراه است. همچنین، اثر مستقیم تجارب ناگوار دوران کودکی بر افسردگی از نظر آماری معنادار گزارش نشد (185/0=P، 06/0=β) نتایج 0۰1/0P<،
38/0=β) کامل ارزیابی ضرایب مسیرهای مستقیم مدل در جدول 5 ارائه شده است.
38/0=β) کامل ارزیابی ضرایب مسیرهای مستقیم مدل در جدول 5 ارائه شده است.
جدول 5 - ضرایب مسیرهای مستقیم مدل ساختاری پژوهش در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ (287=n)
| مسیر مستقیم (اثرگذار ← اثرپذیر) | بتای استاندارد شده (β) | خطای استاندارد (SE) | نسبت بحرانی (CR) | مقدار P | وضعیت |
| تجارب ناگوار کودکی ← خودشفقت ورزی | 38/0- | 080/0 | 004/6- | 001/0 > | معنادار |
| خودشفقت‌ورزی ← افسردگی | 19/0- | 180/0 | 498/0- | 001/0 > | معنادار |
| تجارب ناگوار کودکی ← افسردگی | 06/0 | 180/0 | 326/1 | 185/0 | غیرمعنادار |
پس از بررسی مسیرهای مستقیم، گام نهایی در آزمون مدل، محاسبه و ارزیابی معناداری آماری اثرات غیرمستقیم با استفاده از روش بوت‌استرپینگ (فاصله اطمینان ۹۵ درصد) بود. نتایج این تحلیل در جدول 6 ارائه شده است. همان‌طور که در جدول 6 مشاهده می‌شود، تحلیل مسیر غیرمستقیم تجارب ناگوار کودکی بر افسردگی از طریق متغیر میانجی خودشفقت‌ورزی معنادار است (002/0=P، 07/0-=β).
با توجه به این‌که اثر مستقیم تجارب ناگوار کودکی بر افسردگی پس از ورود متغیر میانجی به مدل غیرمعنادار شده است (185/0=P، 06/0=β)، اما در همبستگی Pearson و بدون کنترل متغیر میانجی، این رابطه معنادار بود و از طرفی اثر غیرمستقیم آن از طریق خودشفقت‌ورزی معنادار است؛ طبق دیدگاه Baron و Kenny (26) و نظریات نوین میانجی‌گری (27)، می‌توان گفت متغیر خودشفقت‌ورزی نقش میانجی‌گری کامل را در این رابطه ایفا می‌کند.
با توجه به این‌که اثر مستقیم تجارب ناگوار کودکی بر افسردگی پس از ورود متغیر میانجی به مدل غیرمعنادار شده است (185/0=P، 06/0=β)، اما در همبستگی Pearson و بدون کنترل متغیر میانجی، این رابطه معنادار بود و از طرفی اثر غیرمستقیم آن از طریق خودشفقت‌ورزی معنادار است؛ طبق دیدگاه Baron و Kenny (26) و نظریات نوین میانجی‌گری (27)، می‌توان گفت متغیر خودشفقت‌ورزی نقش میانجی‌گری کامل را در این رابطه ایفا می‌کند.
جدول 6 - نتایج آزمون بوت‌استرپ برای مسیر غیرمستقیم مدل پژوهش در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ (287=n)
| مسیر غیرمستقیم (مبدأ ← میانجی ← مقصد) | ضریب اثر غیرمستقیم (β) | حد پایین فاصله اطمینان | حد بالای فاصله اطمینان | مقدار P |
افسردگی  خودشفقت‌ورزی تجارب ناگوار کودکی |
07/0- | 118/0- | 032/0- | 002/0 |
این نتیجه نشان می‌دهد که تجارب ناگوار کودکی به خودی خود و به‌طور مستقیم منجر به بروز افسردگی در این نمونه نمی‌شوند، بلکه ابتدا ظرفیت و توانایی شفقت‌ورزی به خود را در فرد تخریب کرده و این کاهش در خودشفقت‌ورزی (به عنوان یک عامل آسیب‌پذیری درون‌روانی)، دانشجویان را مستعد ابتلاء به نشانه‌های افسردگی می‌سازد. در شکل 2، مدل ساختاری نهایی پژوهش همراه با ضرایب مسیرهای استاندارد شده ارائه شده است.
|
شفقت به خود
|
|
0۰1/0P<، 19/0-=β
|
|
0۰1/0P<، 38/0-=β
|
|
تجارب ناگوار
دوران کودکی |
|
افسردگی
|
|
185/0=P، 06/0=β
|
شکل 2- مدل ساختاری نهایی پژوهش همراه با ضرایب مسیر استاندارد در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ (287=n)
بحث
نتایج حاصل از تحلیل داده‌ها نشان داد که شفقت به خود نقش میانجی معناداری در ارتباط میان تجارب ناگوار دوران کودکی و نشانه‌های افسردگی ایفا می‌کند. این یافته به این معنی است که افرادی که در کودکی تجارب آسیب‌زایی داشته‌اند، سطوح پایین‌تری از شفقت به خود را شکل می‌دهند و این فقدان مهربانی با خود، عاملی کلیدی در بروز و تداوم علائم افسردگی در آنان است. به زبان ساده، اثر منفی تجارب نامطلوب بر سلامت روان، تا حد زیادی از مسیر کاهش شفقت به خود عبور می‌کند.
این یافته با مفاهیم روبه‌رشد ادبیات پژوهشی در سطح داخل و خارج از کشور همسو است. در سطح بین‌المللی، پژوهش اخیر Garbutt و همکاران (28) و مطالعاتی نظیر Huang و همکارش (29) نشان داد که شفقت به خود می‌تواند به‌عنوان یک عامل محافظت‌کننده عمل کند. یافته‌های آن‌ها حاکی از آن بود که اگرچه تجارب ناگوار کودکی منجر به آسیب به خود و دیگران می‌شود، اما شفقت به خود قادر است شدت این اثر منفی را کاهش دهد و مانند یک سپر دفاعی در برابر پیامدهای تروما عمل کند. این مطالعات تأیید می‌کنند که بدرفتاریهای دوران کودکی با تخریب توانایی شفقت‌ورزی، زمینه را برای افسردگی و افکار خودکشی فراهم می‌کند. در ایران نیز پژوهش Farhadi و همکاران نشان داد درمان متمرکز بر شفقت به خود می‌تواند آسیب‌پذیری شناختی در برابر افسردگی را کاهش دهد (30). این یافته مداخله‌ای، تأییدکننده الگوی پژوهش حاضر است؛ زیرا نشان می‌دهد که ارتقاء شفقت به خود می‌تواند چرخه معیوب «تروما-افسردگی» را قطع کند.
در تبیین و توجیه روان‌شناختی این یافته، می‌توان به نظریه دلبستگی (Attachment theory) استناد کرد. بر این اساس، کودکان به‌طور طبیعی هنگام تجربه پریشانی یا تهدید، به‌دنبال نزدیکی به مراقبان اصلی خود می‌روند. تعاملات اولیه با مراقبان، الگوهای کاری درونی را شکل می‌دهد که بر ادراک، هیجان و عملکرد بین‌فردی آتی تأثیر می‌گذارد (13). شفقت به خود ریشه در همین تجربیات اولیه دلبستگی دارد؛ کودکانی که در معرض سوء استفاده عاطفی یا بی‌توجهی قرار می‌گیرند، به دلیل نبود تجربیات مراقبتی پاسخ‌گو و مداوم، ظرفیت درونی‌سازی یک مراقب مهربان و تسکین دهنده را از دست می‌دهند و در نتیجه ظرفیت آن‌ها برای شفقت‌ورزی به خود مختل می‌گردد (31).
علاوه بر این، با توجه به نظریه شفقت به خود Neff و مدل تحولی شفقت Gilbert، سیستم‌های تحولی تنظیم هیجان در محیط‌های آزارگر یا غفلت‌کننده به درستی تحول نمی‌یابند. در چنین محیط‌هایی، سیستم تهدید و حفاظت به‌طور مداوم فعال است و سیستم تسکین و امنیت که زیربنای شفقت به خود است، غیرفعال باقی می‌ماند. در نتیجه، این کودکان مهارت تسکین‌دهی به خود را نمی‌آموزند و به جای آن، صدای انتقادگر، طردکننده و تنبیه‌گر والدین را درونی‌سازی می‌کنند (32، 6). این ناتوانی در شفقت‌ورزی، مستقیماً منجر به دشواری در تنظیم هیجان می‌شود. تنظیم هیجان که شامل فرآیندهای شناسایی، پذیرش و تعدیل پاسخ‌های هیجانی است، عاملی کلیدی در سلامت روان محسوب می‌شود و ناتوانی در آن، هسته اصلی اختلالاتی همچون افسردگی است. در این میان، شفقت به خود به‌عنوان یک ظرفیت شناختی و هیجانی، ابزاری قدرت‌مند برای بهبود تنظیم هیجان است. این فرآیند مستقیماً به نقص در تنظیم سازگارانه هیجان می‌انجامد. از آنجا که تنظیم هیجان فرآیندی کلیدی در سلامت روان است، ناتوانی در آن هسته اصلی آسیب‌پذیری نسبت به افسردگی را شکل می‌دهد.
در غیاب شفقت به خود، افراد آسیب‌دیده از تروما هنگام مواجهه با تنش‌های بزرگسالی، به‌جای استفاده از راهبردهای سازگارانه (پذیرش ذهن‌آگاهانه و مهربانی با خود)، به ابزارهای ناسازگار مانند سرکوب، اجتناب شناختی و نشخوار فکری متوسل می‌شوند. نشخوار فکری مداوم درباره تروما و پیامدهای آن، برانگیختگی فیزیولوژیکی و هیجانی منفی را مزمن کرده و مستقیماً به بروز علائم افسردگی دامن می‌زند (33، 6). بنابراین، تجارب ناگوار کودکی از طریق تخریب زیربنای شفقت به خود، فرد را خلع سلاح کرده و او را در برابر افسردگی آسیب‌پذیر می‌سازند.
بنابراین، مراکز مشاوره و سلامت روان دانشگاهی می‌توانند با غربالگری اولیه دانشجویان از نظر سابقه تجارب ناگوار کودکی، افراد در معرض خطر را شناسایی کنند. همچنین، طراحی کارگاه‌های پیشگیرانه و مداخله‌ای مبتنی بر درمان متمرکز بر شفقت (Compassion-Focused Therapy; CFT) و ذهن‌آگاهی می‌تواند به تقویت سیستم تسکین درونی و کاهش نشانه‌های افسردگی کمک کند.
در پایان، لازم به ذکر است که تفسیر یافته‌های پژوهش حاضر می‌بایست در پرتو برخی محدودیت‌ها صورت پذیرد. نخست، طرح پژوهشی از نوع مقطعی است که از استنباط روابط علّی قطعی ناتوان است؛ ازاین رو، انجام مطالعات طولی برای تأیید توالی زمانی متغیرها ضروری به نظر می‌رسد. دوم، جامعه آماری به دانشجویان محدود شده است که تعمیم‌پذیری نتایج به جمعیت عمومی، گروه‌های بالینی و سایر رده‌های سنی را با احتیاط مواجه می‌سازد. سوم، گردآوری داده‌ها مبتنی بر ابزارهای خودگزارشی بوده که احتمال بروز سوءگیری‌هایی نظیر مطلوبیت اجتماعی در پاسخ‌ها وجود دارد. بنابراین، توصیه می‌شود در پژوهش‌های آتی با استفاده از نمونه‌های متنوع‌تر، طرح‌های طولی و روش‌های چندگانه سنجش، اعتبار و قابلیت تعمیم یافته‌ها افزایش یابد.
نتیجه‌گیری
یافته‌های پژوهش حاضر نشان داد که تجارب ناگوار دوران کودکی از طریق کاهش خودشفقت‌ورزی با افزایش نشانه‌های افسردگی در دانشجویان ارتباط دارد و خودشفقت‌ورزی در این رابطه نقش میانجی کامل ایفا می‌کند. از نظر کاربردی و مبتنی بر یافته‌های همین مطالعه، پیشنهاد می‌شود که مراکز مشاوره دانشگاهی با غربالگری دانشجویان دارای سابقه تجارب ناگوار کودکی، افراد در معرض خطر را شناسایی کرده و با طراحی کارگاه‌های آموزشی مبتنی بر شفقت، به تقویت خودشفقت‌ورزی و کاهش نشانه‌های افسردگی در این گروه بپردازند.
تشکر و قدردانی
از تمامی شرکت‌کنندگانی که با پاسخگویی به پرسش‌نامه‌ها و اختصاص وقت خود، ما را در گردآوری داده‌های این پژوهش یاری نمودند، کمال تشکر را داریم. همچنین، از واحد توسعه تحقیقات بالینی بیمارستان‌های کارگرنژاد و متینی کاشان، که تسهیل‌گری اجرایی و هماهنگی لازم برای انجام این مطالعه را بر عهده داشتند، صمیمانه قدردانی می‌شود.
حامی مالی: حمایت مالی این پژوهش توسط معاونت پژوهشی دانشگاه علوم پزشکی کاشان (شماره گرنت ۴۰۳۱37) انجام شده است.
ملاحظات اخلاقی (کد اخلاق): این مقاله حاصل طرح تحقیقاتی مصوب دانشگاه علوم پزشکی کاشان با کد اخلاق به شماره (IR.KAUMS.MEDNT.REC.1403.184) از کمیته ملّی اخلاق دانشگاه علوم پزشکی کاشان است. همچنین، از جمله اصول اخلاقی لحاظ شده در این مطالعه اختیاری بودن مشارکت شرکت کنندگان در پژوهش، رعایت اصول رازداری و جلب رضایت آگاهانه آزمودنی‌ها بوده است.
تعارض در منافع: نویسندگان این مقاله اظهار می دارند که هیچ گونه تضاد منافعی وجود ندارد.
مشارکت نویسندگان:
- طراحی ایده: ریحانه سادات حسنی و زهرا زنجانی
- روش کار: زهرا زنجانی، ریحانه سادات حسنی
- جمع‌آوری داده: ریحانه سادات حسنی
- تجزیه و تحلیل داده ها: ریحانه سادات حسنی
- نظارت: زهرا زنجانی
- مدیریت پروژه: زهرا زنجانی
- نگارش - پیش‌نویس اصلی: ریحانه سادات حسنی
- نگارش - بررسی و ویرایش: زهرا زنجانی، ریحانه سادات حسنی
نتایج حاصل از تحلیل داده‌ها نشان داد که شفقت به خود نقش میانجی معناداری در ارتباط میان تجارب ناگوار دوران کودکی و نشانه‌های افسردگی ایفا می‌کند. این یافته به این معنی است که افرادی که در کودکی تجارب آسیب‌زایی داشته‌اند، سطوح پایین‌تری از شفقت به خود را شکل می‌دهند و این فقدان مهربانی با خود، عاملی کلیدی در بروز و تداوم علائم افسردگی در آنان است. به زبان ساده، اثر منفی تجارب نامطلوب بر سلامت روان، تا حد زیادی از مسیر کاهش شفقت به خود عبور می‌کند.
این یافته با مفاهیم روبه‌رشد ادبیات پژوهشی در سطح داخل و خارج از کشور همسو است. در سطح بین‌المللی، پژوهش اخیر Garbutt و همکاران (28) و مطالعاتی نظیر Huang و همکارش (29) نشان داد که شفقت به خود می‌تواند به‌عنوان یک عامل محافظت‌کننده عمل کند. یافته‌های آن‌ها حاکی از آن بود که اگرچه تجارب ناگوار کودکی منجر به آسیب به خود و دیگران می‌شود، اما شفقت به خود قادر است شدت این اثر منفی را کاهش دهد و مانند یک سپر دفاعی در برابر پیامدهای تروما عمل کند. این مطالعات تأیید می‌کنند که بدرفتاریهای دوران کودکی با تخریب توانایی شفقت‌ورزی، زمینه را برای افسردگی و افکار خودکشی فراهم می‌کند. در ایران نیز پژوهش Farhadi و همکاران نشان داد درمان متمرکز بر شفقت به خود می‌تواند آسیب‌پذیری شناختی در برابر افسردگی را کاهش دهد (30). این یافته مداخله‌ای، تأییدکننده الگوی پژوهش حاضر است؛ زیرا نشان می‌دهد که ارتقاء شفقت به خود می‌تواند چرخه معیوب «تروما-افسردگی» را قطع کند.
در تبیین و توجیه روان‌شناختی این یافته، می‌توان به نظریه دلبستگی (Attachment theory) استناد کرد. بر این اساس، کودکان به‌طور طبیعی هنگام تجربه پریشانی یا تهدید، به‌دنبال نزدیکی به مراقبان اصلی خود می‌روند. تعاملات اولیه با مراقبان، الگوهای کاری درونی را شکل می‌دهد که بر ادراک، هیجان و عملکرد بین‌فردی آتی تأثیر می‌گذارد (13). شفقت به خود ریشه در همین تجربیات اولیه دلبستگی دارد؛ کودکانی که در معرض سوء استفاده عاطفی یا بی‌توجهی قرار می‌گیرند، به دلیل نبود تجربیات مراقبتی پاسخ‌گو و مداوم، ظرفیت درونی‌سازی یک مراقب مهربان و تسکین دهنده را از دست می‌دهند و در نتیجه ظرفیت آن‌ها برای شفقت‌ورزی به خود مختل می‌گردد (31).
علاوه بر این، با توجه به نظریه شفقت به خود Neff و مدل تحولی شفقت Gilbert، سیستم‌های تحولی تنظیم هیجان در محیط‌های آزارگر یا غفلت‌کننده به درستی تحول نمی‌یابند. در چنین محیط‌هایی، سیستم تهدید و حفاظت به‌طور مداوم فعال است و سیستم تسکین و امنیت که زیربنای شفقت به خود است، غیرفعال باقی می‌ماند. در نتیجه، این کودکان مهارت تسکین‌دهی به خود را نمی‌آموزند و به جای آن، صدای انتقادگر، طردکننده و تنبیه‌گر والدین را درونی‌سازی می‌کنند (32، 6). این ناتوانی در شفقت‌ورزی، مستقیماً منجر به دشواری در تنظیم هیجان می‌شود. تنظیم هیجان که شامل فرآیندهای شناسایی، پذیرش و تعدیل پاسخ‌های هیجانی است، عاملی کلیدی در سلامت روان محسوب می‌شود و ناتوانی در آن، هسته اصلی اختلالاتی همچون افسردگی است. در این میان، شفقت به خود به‌عنوان یک ظرفیت شناختی و هیجانی، ابزاری قدرت‌مند برای بهبود تنظیم هیجان است. این فرآیند مستقیماً به نقص در تنظیم سازگارانه هیجان می‌انجامد. از آنجا که تنظیم هیجان فرآیندی کلیدی در سلامت روان است، ناتوانی در آن هسته اصلی آسیب‌پذیری نسبت به افسردگی را شکل می‌دهد.
در غیاب شفقت به خود، افراد آسیب‌دیده از تروما هنگام مواجهه با تنش‌های بزرگسالی، به‌جای استفاده از راهبردهای سازگارانه (پذیرش ذهن‌آگاهانه و مهربانی با خود)، به ابزارهای ناسازگار مانند سرکوب، اجتناب شناختی و نشخوار فکری متوسل می‌شوند. نشخوار فکری مداوم درباره تروما و پیامدهای آن، برانگیختگی فیزیولوژیکی و هیجانی منفی را مزمن کرده و مستقیماً به بروز علائم افسردگی دامن می‌زند (33، 6). بنابراین، تجارب ناگوار کودکی از طریق تخریب زیربنای شفقت به خود، فرد را خلع سلاح کرده و او را در برابر افسردگی آسیب‌پذیر می‌سازند.
بنابراین، مراکز مشاوره و سلامت روان دانشگاهی می‌توانند با غربالگری اولیه دانشجویان از نظر سابقه تجارب ناگوار کودکی، افراد در معرض خطر را شناسایی کنند. همچنین، طراحی کارگاه‌های پیشگیرانه و مداخله‌ای مبتنی بر درمان متمرکز بر شفقت (Compassion-Focused Therapy; CFT) و ذهن‌آگاهی می‌تواند به تقویت سیستم تسکین درونی و کاهش نشانه‌های افسردگی کمک کند.
در پایان، لازم به ذکر است که تفسیر یافته‌های پژوهش حاضر می‌بایست در پرتو برخی محدودیت‌ها صورت پذیرد. نخست، طرح پژوهشی از نوع مقطعی است که از استنباط روابط علّی قطعی ناتوان است؛ ازاین رو، انجام مطالعات طولی برای تأیید توالی زمانی متغیرها ضروری به نظر می‌رسد. دوم، جامعه آماری به دانشجویان محدود شده است که تعمیم‌پذیری نتایج به جمعیت عمومی، گروه‌های بالینی و سایر رده‌های سنی را با احتیاط مواجه می‌سازد. سوم، گردآوری داده‌ها مبتنی بر ابزارهای خودگزارشی بوده که احتمال بروز سوءگیری‌هایی نظیر مطلوبیت اجتماعی در پاسخ‌ها وجود دارد. بنابراین، توصیه می‌شود در پژوهش‌های آتی با استفاده از نمونه‌های متنوع‌تر، طرح‌های طولی و روش‌های چندگانه سنجش، اعتبار و قابلیت تعمیم یافته‌ها افزایش یابد.
نتیجه‌گیری
یافته‌های پژوهش حاضر نشان داد که تجارب ناگوار دوران کودکی از طریق کاهش خودشفقت‌ورزی با افزایش نشانه‌های افسردگی در دانشجویان ارتباط دارد و خودشفقت‌ورزی در این رابطه نقش میانجی کامل ایفا می‌کند. از نظر کاربردی و مبتنی بر یافته‌های همین مطالعه، پیشنهاد می‌شود که مراکز مشاوره دانشگاهی با غربالگری دانشجویان دارای سابقه تجارب ناگوار کودکی، افراد در معرض خطر را شناسایی کرده و با طراحی کارگاه‌های آموزشی مبتنی بر شفقت، به تقویت خودشفقت‌ورزی و کاهش نشانه‌های افسردگی در این گروه بپردازند.
تشکر و قدردانی
از تمامی شرکت‌کنندگانی که با پاسخگویی به پرسش‌نامه‌ها و اختصاص وقت خود، ما را در گردآوری داده‌های این پژوهش یاری نمودند، کمال تشکر را داریم. همچنین، از واحد توسعه تحقیقات بالینی بیمارستان‌های کارگرنژاد و متینی کاشان، که تسهیل‌گری اجرایی و هماهنگی لازم برای انجام این مطالعه را بر عهده داشتند، صمیمانه قدردانی می‌شود.
حامی مالی: حمایت مالی این پژوهش توسط معاونت پژوهشی دانشگاه علوم پزشکی کاشان (شماره گرنت ۴۰۳۱37) انجام شده است.
ملاحظات اخلاقی (کد اخلاق): این مقاله حاصل طرح تحقیقاتی مصوب دانشگاه علوم پزشکی کاشان با کد اخلاق به شماره (IR.KAUMS.MEDNT.REC.1403.184) از کمیته ملّی اخلاق دانشگاه علوم پزشکی کاشان است. همچنین، از جمله اصول اخلاقی لحاظ شده در این مطالعه اختیاری بودن مشارکت شرکت کنندگان در پژوهش، رعایت اصول رازداری و جلب رضایت آگاهانه آزمودنی‌ها بوده است.
تعارض در منافع: نویسندگان این مقاله اظهار می دارند که هیچ گونه تضاد منافعی وجود ندارد.
مشارکت نویسندگان:
- طراحی ایده: ریحانه سادات حسنی و زهرا زنجانی
- روش کار: زهرا زنجانی، ریحانه سادات حسنی
- جمع‌آوری داده: ریحانه سادات حسنی
- تجزیه و تحلیل داده ها: ریحانه سادات حسنی
- نظارت: زهرا زنجانی
- مدیریت پروژه: زهرا زنجانی
- نگارش - پیش‌نویس اصلی: ریحانه سادات حسنی
- نگارش - بررسی و ویرایش: زهرا زنجانی، ریحانه سادات حسنی
References
1. Watters ER, Aloe AM, Wojciak AS. Examining the Associations between Childhood Trauma, Resilience, and Depression: A Multivariate Meta-Analysis. Trauma Violence Abuse 2023; 24(1): 231-44.
2. Mahdavinoor SMM, Moghimi B, Mollaei A, Teimouri M, Abedi Yarandi MS, Loveneh Nasab P. Prevalence and factors related with depression in Iranian university students: a large sample cross-sectional study. Middle East Curr Psychiatry 2025; 32(1): 24.
3. Miri M, Rezaeian M, Ghasemi SA. A systematic review on the prevalence and causes of suicide (thoughts and actions) in Iranian school and university students. J Rafsanjan Univ Med Sci 2022; 21(5): 551-74.
4. Tanner MA, Francis SE. Protective Factors for Adverse Childhood Experiences: The Role of Emotion Regulation and Attachment. J Child FAM Stud 2025; 34(1): 25-40.
5. Zhang H, Li J, Sun B, Wei Q. Effects of childhood maltreatment on self-compassion: A systematic review and meta-analysis. Trauma Violence Abuse 2023; 24(2): 873-85.
6. Neff K. Self-compassion: An alternative conceptualization of a healthy attitude toward oneself. Self and Identity 2003; 2(2): 85-101.
7. Wong TK, Hamza CA. A Longitudinal and Within-Person Perspective on Self-Compassion and Internalizing Symptoms in Emerging Adults: The Mediating Role of Emotion Regulation. Emerg Adulthood. 2024;12(5):791-806.
8. Petrova K, Gross JJ. Emotion Regulation in Self and Others. In: Emotion Regulation and Parenting. Cambridge: Cambridge University Press; 2023. p. 1-23.
9. Hazzard VM, Yoon C, Emery RL, Mason SM, Crosby RD, Wonderlich SA. Adverse childhood experiences in relation to mood-, weight-, and eating-related outcomes in emerging adulthood: Does self-compassion play a buffering role? Child Abuse Negl 2021; 122: 105307.
10. Chi X, Jiang W, Guo T, Hall DL, Luberto CM, Zou L. Relationship between adverse childhood experiences and anxiety symptoms among Chinese adolescents: The role of self-compassion and social support. Curr Psychol 2022; 41(1): 1-13.
11. Boncea CM, Oltean LE, Șoflău R. Gentle voices within harsh environments: a longitudinal study focused on childhood adversity, self-compassion, depression and anxiety. Curr Psychol. 2026;1-18.
12. Hekmati I, Karimi A. The Mediating Role of Self-Criticism and Self-Compassion in the Relationship between Adverse Childhood Experiences and Students’ Depression. Psychol Stud
2025; 21(1): 45-60.
13. Xie Y, Tian X, Wan X, Zhang Y, Guo Y. Childhood psychological maltreatment subtypes and depression among Chinese college students: the role of self-compassion and perceived negative attention bias. BMC Psychol 2025; 13(1): 321.
14. Kline RB. Principles and Practice of Structural Equation Modeling. 5th ed. New York, NY: Guilford Publications; 2024. p. 114, 303-15.
15. Chomeya R, Tayraukham S. Sample Size Determination Techniques for Behavioral Sciences Research. J Humanit Soc Sci Mahasarakham Univ 2023; 42(3): 15-25.
16. Beck AT, Steer RA, Brown G. Beck Depression Inventory–II (BDI-II). 2nd ed. San Antonio, TX: Psychological Corporation; 1996. p. 1-25.
17. Steer RA, Rissmiller DJ, Beck AT. Use of the Beck Depression Inventory-II with depressed geriatric inpatients. Behav Res Ther 2000; 38(3): 311-8.
18. Rajabi G, Karju Kasmai S. Psychometric properties of a Persian language version of the beck depression inventory second edition. Quarterly of Educational Measurement 2012; 3(10): 139-158.
19. Bernstein DP, Stein JA, Newcomb MD, Walker E, Pogge D, Ahluvalia T, et al. Development and validation of a brief screening version of the Childhood Trauma Questionnaire. Child Abuse Negl 2003; 27(2): 169-190.
20. Ebrahimi H, Dejkam M, Seghatoleslam T. Childhood Traumas and Suicide Attempt in adulthood. Iran J Psychiatry Clin Psychol 2014; 19(4): 275-82.
21. Neff K. The Development and Validation of a Scale to Measure Self-Compassion. Self and Identity 2003; 2(3): 223-50.
22. Momeni F, Shahidi S, Mootabi F, Heydari M. Psychometric properties of a Farsi version of the Self-Compassion Scale (SCS). Contemp Psychol 2014; 8(2): 27-40.
23. Tabachnick BG, Fidell LS. Using Multivariate Statistics. 6th ed. Boston, MA: Pearson; 2013. p. 719-21.
24. Baron RM, Kenny DA. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: conceptual, strategic, and statistical considerations. J Pers Soc Psychol 1986; 51(6): 1173-82.
25. 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.
26. Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderator–mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of Personality and Social Psychology, 51(6), 1173–1182.
27. Preacher KJ, Hayes AF. Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models. Behav Res Methods 2008; 40(3): 879-91.
28. Garbutt K, Rennoldson M, Gregson M. Shame and self-compassion connect childhood experience of adversity with harm inflicted on the self and others. J Interpers Violence 2023; 38(11-12): 7193-214.
29. Huang M, Hou J. Childhood maltreatment and suicide risk: The mediating role of self-compassion, mentalization, depression. J Affect Disord 2023; 341: 52-61.
30. Farhadi M, Rahimi H, Zoghi Paydar MR, Yarmohamadi Vasel M. The Effectiveness of Self-Compassion-Focused Therapy on Cognitive Vulnerability to Depression. Iran J Psychiatry Clin Psychol 2023; 18(2): 134-44.
31. Ross ND, Kaminski PL, Herrington R. From childhood emotional maltreatment to depressive symptoms in adulthood: The roles of self-compassion and shame. Child Abuse Negl 2019; 92: 32-42.
32. Gilbert P. Introducing compassion-focused therapy. Adv Psychiatr Treat 2009; 15(3): 199-208.
33. Diedrich A, Grant M, Hofmann SG, Hiller W, Berking M. Self-compassion as an emotion regulation strategy in major depressive disorder. Behav Res Ther. 2014; 58: 43-51.
2. Mahdavinoor SMM, Moghimi B, Mollaei A, Teimouri M, Abedi Yarandi MS, Loveneh Nasab P. Prevalence and factors related with depression in Iranian university students: a large sample cross-sectional study. Middle East Curr Psychiatry 2025; 32(1): 24.
3. Miri M, Rezaeian M, Ghasemi SA. A systematic review on the prevalence and causes of suicide (thoughts and actions) in Iranian school and university students. J Rafsanjan Univ Med Sci 2022; 21(5): 551-74.
4. Tanner MA, Francis SE. Protective Factors for Adverse Childhood Experiences: The Role of Emotion Regulation and Attachment. J Child FAM Stud 2025; 34(1): 25-40.
5. Zhang H, Li J, Sun B, Wei Q. Effects of childhood maltreatment on self-compassion: A systematic review and meta-analysis. Trauma Violence Abuse 2023; 24(2): 873-85.
6. Neff K. Self-compassion: An alternative conceptualization of a healthy attitude toward oneself. Self and Identity 2003; 2(2): 85-101.
7. Wong TK, Hamza CA. A Longitudinal and Within-Person Perspective on Self-Compassion and Internalizing Symptoms in Emerging Adults: The Mediating Role of Emotion Regulation. Emerg Adulthood. 2024;12(5):791-806.
8. Petrova K, Gross JJ. Emotion Regulation in Self and Others. In: Emotion Regulation and Parenting. Cambridge: Cambridge University Press; 2023. p. 1-23.
9. Hazzard VM, Yoon C, Emery RL, Mason SM, Crosby RD, Wonderlich SA. Adverse childhood experiences in relation to mood-, weight-, and eating-related outcomes in emerging adulthood: Does self-compassion play a buffering role? Child Abuse Negl 2021; 122: 105307.
10. Chi X, Jiang W, Guo T, Hall DL, Luberto CM, Zou L. Relationship between adverse childhood experiences and anxiety symptoms among Chinese adolescents: The role of self-compassion and social support. Curr Psychol 2022; 41(1): 1-13.
11. Boncea CM, Oltean LE, Șoflău R. Gentle voices within harsh environments: a longitudinal study focused on childhood adversity, self-compassion, depression and anxiety. Curr Psychol. 2026;1-18.
12. Hekmati I, Karimi A. The Mediating Role of Self-Criticism and Self-Compassion in the Relationship between Adverse Childhood Experiences and Students’ Depression. Psychol Stud
2025; 21(1): 45-60.
13. Xie Y, Tian X, Wan X, Zhang Y, Guo Y. Childhood psychological maltreatment subtypes and depression among Chinese college students: the role of self-compassion and perceived negative attention bias. BMC Psychol 2025; 13(1): 321.
14. Kline RB. Principles and Practice of Structural Equation Modeling. 5th ed. New York, NY: Guilford Publications; 2024. p. 114, 303-15.
15. Chomeya R, Tayraukham S. Sample Size Determination Techniques for Behavioral Sciences Research. J Humanit Soc Sci Mahasarakham Univ 2023; 42(3): 15-25.
16. Beck AT, Steer RA, Brown G. Beck Depression Inventory–II (BDI-II). 2nd ed. San Antonio, TX: Psychological Corporation; 1996. p. 1-25.
17. Steer RA, Rissmiller DJ, Beck AT. Use of the Beck Depression Inventory-II with depressed geriatric inpatients. Behav Res Ther 2000; 38(3): 311-8.
18. Rajabi G, Karju Kasmai S. Psychometric properties of a Persian language version of the beck depression inventory second edition. Quarterly of Educational Measurement 2012; 3(10): 139-158.
19. Bernstein DP, Stein JA, Newcomb MD, Walker E, Pogge D, Ahluvalia T, et al. Development and validation of a brief screening version of the Childhood Trauma Questionnaire. Child Abuse Negl 2003; 27(2): 169-190.
20. Ebrahimi H, Dejkam M, Seghatoleslam T. Childhood Traumas and Suicide Attempt in adulthood. Iran J Psychiatry Clin Psychol 2014; 19(4): 275-82.
21. Neff K. The Development and Validation of a Scale to Measure Self-Compassion. Self and Identity 2003; 2(3): 223-50.
22. Momeni F, Shahidi S, Mootabi F, Heydari M. Psychometric properties of a Farsi version of the Self-Compassion Scale (SCS). Contemp Psychol 2014; 8(2): 27-40.
23. Tabachnick BG, Fidell LS. Using Multivariate Statistics. 6th ed. Boston, MA: Pearson; 2013. p. 719-21.
24. Baron RM, Kenny DA. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: conceptual, strategic, and statistical considerations. J Pers Soc Psychol 1986; 51(6): 1173-82.
25. 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.
26. Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderator–mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of Personality and Social Psychology, 51(6), 1173–1182.
27. Preacher KJ, Hayes AF. Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models. Behav Res Methods 2008; 40(3): 879-91.
28. Garbutt K, Rennoldson M, Gregson M. Shame and self-compassion connect childhood experience of adversity with harm inflicted on the self and others. J Interpers Violence 2023; 38(11-12): 7193-214.
29. Huang M, Hou J. Childhood maltreatment and suicide risk: The mediating role of self-compassion, mentalization, depression. J Affect Disord 2023; 341: 52-61.
30. Farhadi M, Rahimi H, Zoghi Paydar MR, Yarmohamadi Vasel M. The Effectiveness of Self-Compassion-Focused Therapy on Cognitive Vulnerability to Depression. Iran J Psychiatry Clin Psychol 2023; 18(2): 134-44.
31. Ross ND, Kaminski PL, Herrington R. From childhood emotional maltreatment to depressive symptoms in adulthood: The roles of self-compassion and shame. Child Abuse Negl 2019; 92: 32-42.
32. Gilbert P. Introducing compassion-focused therapy. Adv Psychiatr Treat 2009; 15(3): 199-208.
33. Diedrich A, Grant M, Hofmann SG, Hiller W, Berking M. Self-compassion as an emotion regulation strategy in major depressive disorder. Behav Res Ther. 2014; 58: 43-51.
مقاله پژوهشی
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 25، تیر 1405، 412-397
نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی با نشانه‌های افسردگی دانشجویان: یک مطالعه توصیفی
ریحانه سادات حسنی[1]، زهرا زنجانی[2]
دریافت مقاله: 10/01/1405 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 21/02/1405 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 22/04/1405 پذیرش مقاله: 23/04/1405
چکیده
زمینه و هدف: تجارب ناگوار دوران کودکی یکی از مهم‌ترین عوامل خطرساز در شکل‌گیری آسیب‌پذیری هیجانی و افزایش احتمال بروز اختلالات خلقی در بزرگسالی محسوب می‌شوند. پژوهش حاضر با هدف تبیین مدل ساختاری رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی و نشانه‌های افسردگی، با تمرکز بر نقش میانجی شفقت نسبت به خود انجام شد.
مواد و روش‌ها: این مطالعه به‌صورت توصیفی و با استفاده از مدل‌سازی معادلات ساختاری انجام شد. نمونه پژوهش شامل 287 نفر از دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ بود که به‌روش نمونه‌گیری تصادفی طبقه‌ای انتخاب شدند. ابزارهای مورد استفاده شامل پرسش‌نامه تجارب ناگوار دوران کودکی Bernstein و همکاران، پرسش‌نامه نشانه‌های افسردگی Beck (ویرایش دوم) و مقیاس شفقت به خود Neff بود. تجزیه‌وتحلیل داده‌ها با استفاده از شاخص‌های آمار توصیفی (میانگین و انحراف معیار)، ضریب همبستگی Pearson و روش مدل‌سازی معادلات ساختاری (آزمون روابط مستقیم و واسطه‌ای) انجام شد.
یافته‌ها: نتایج نشان داد که تجارب ناگوار دوران کودکی با علائم افسردگی رابطه مثبت و با شفقت به خود رابطه منفی و معناداری دارد (05/0>P). ارزیابی مدل فرضی پژوهش نشان دهنده برازش مناسب مدل با داده‌های تجربی بود. همچنین، نتایج تحلیل مسیر تأیید کرد که شفقت به خود نقش واسطه‌ای معناداری در رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی و نشانه‌های افسردگی ایفا می‌کند (05/0>P).
نتیجه‌گیری: یافته‌ها نشان می‌دهند که تجارب ناگوار دوران کودکی از طریق کاهش شفقت نسبت به خود، احتمال بروز افسردگی را افزایش می‌دهند. بر این اساس، مداخلات درمانی مبتنی بر تقویت شفقت نسبت به خود می‌توانند در پیشگیری و درمان افسردگی به‌ویژه در جمعیت دانشجویی مؤثر باشند.
واژه‌های کلیدی: تجارب ناگوار دوران کودکی، افسردگی، شفقت نسبت به خود، دانشجویان
ارجاع: حسنی رس، زنجانی ز. نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی با نشانه‌های افسردگی دانشجویان: یک مطالعه توصیفی. سال 1405، دوره 25، شماره 4، صفحات: 412-397.
.
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 25، تیر 1405، 412-397
نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی با نشانه‌های افسردگی دانشجویان: یک مطالعه توصیفی
ریحانه سادات حسنی[1]، زهرا زنجانی[2]
دریافت مقاله: 10/01/1405 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 21/02/1405 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 22/04/1405 پذیرش مقاله: 23/04/1405
زمینه و هدف: تجارب ناگوار دوران کودکی یکی از مهم‌ترین عوامل خطرساز در شکل‌گیری آسیب‌پذیری هیجانی و افزایش احتمال بروز اختلالات خلقی در بزرگسالی محسوب می‌شوند. پژوهش حاضر با هدف تبیین مدل ساختاری رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی و نشانه‌های افسردگی، با تمرکز بر نقش میانجی شفقت نسبت به خود انجام شد.
مواد و روش‌ها: این مطالعه به‌صورت توصیفی و با استفاده از مدل‌سازی معادلات ساختاری انجام شد. نمونه پژوهش شامل 287 نفر از دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ بود که به‌روش نمونه‌گیری تصادفی طبقه‌ای انتخاب شدند. ابزارهای مورد استفاده شامل پرسش‌نامه تجارب ناگوار دوران کودکی Bernstein و همکاران، پرسش‌نامه نشانه‌های افسردگی Beck (ویرایش دوم) و مقیاس شفقت به خود Neff بود. تجزیه‌وتحلیل داده‌ها با استفاده از شاخص‌های آمار توصیفی (میانگین و انحراف معیار)، ضریب همبستگی Pearson و روش مدل‌سازی معادلات ساختاری (آزمون روابط مستقیم و واسطه‌ای) انجام شد.
یافته‌ها: نتایج نشان داد که تجارب ناگوار دوران کودکی با علائم افسردگی رابطه مثبت و با شفقت به خود رابطه منفی و معناداری دارد (05/0>P). ارزیابی مدل فرضی پژوهش نشان دهنده برازش مناسب مدل با داده‌های تجربی بود. همچنین، نتایج تحلیل مسیر تأیید کرد که شفقت به خود نقش واسطه‌ای معناداری در رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی و نشانه‌های افسردگی ایفا می‌کند (05/0>P).
نتیجه‌گیری: یافته‌ها نشان می‌دهند که تجارب ناگوار دوران کودکی از طریق کاهش شفقت نسبت به خود، احتمال بروز افسردگی را افزایش می‌دهند. بر این اساس، مداخلات درمانی مبتنی بر تقویت شفقت نسبت به خود می‌توانند در پیشگیری و درمان افسردگی به‌ویژه در جمعیت دانشجویی مؤثر باشند.
واژه‌های کلیدی: تجارب ناگوار دوران کودکی، افسردگی، شفقت نسبت به خود، دانشجویان
.
مقدمه
افسردگی یکی از مهم‌ترین اختلالات روانی است که سلامت جسم و روان افراد را تحت تأثیر قرار می‌دهد. این اختلال یکی از برجسته‌ترین مشکلات سلامتی در سراسر جهان است که عملکرد و رفاه روزانه افراد را مختل می‌کند؛ به‌طوری‌که پیش‌بینی می‌شود تا سال‌های آینده علت اصلی ناتوانی در جهان باشد (1). در ایران نیز بررسی‌های انجام شده بر روی دانشجویان، میزان شیوع بالایی از افسردگی 48 درصد را نشان می‌دهد که این میزان در دختران بیشتر از پسران است (2). این اختلال روان‌شناختی، دومین عامل مرگ‌ومیر و خودکشی در میان دانشجویان به شمار می‌رود (3). گستره رو به رشدی از تحقیقات نشان می‌دهد که تجارب ناگوار دوران کودکی (Adverse childhood experiences; ACEs) از جمله سوء استفاده‌های جنسی، فیزیکی، عاطفی و غفلت، پیش‌بینی‌کننده‌های قدرتمندی برای آسیب‌پذیری عاطفی در سنین بالاتر هستند و خطر ابتلاء به افسردگی را به‌طور چشم‌گیری افزایش می‌دهند (4). با توجه به افزایش علائم افسردگی در میان دانشجویان، پژوهش‌های اخیر بر شناسایی عوامل محافظتی بالقوه‌ای تمرکز کرده‌اند که می‌توانند تاب‌آوری را در برابر پیامدهای نامطلوب ناشی از ناملایمات کودکی افزایش دهند (5) یکی از عوامل محافظتی کلیدی که اخیراً توجه پژوهشگران را برانگیخته، شفقت به خود (Self-compassion) است. شفقت به خود شامل سه مؤلفه مهربانی با خود در برابر قضاوت سخت‌گیرانه، اشتراکات انسانی در برابر انزوا و ذهن‌آگاهی در برابر همانندسازی افراطی با دردها است (6 ،5).
شفقت به خود به عنوان یک راهبرد تنظیم هیجان سازگار عمل می‌کند و اثر تعدیل‌کننده‌ای بر علائم افسردگی دارد (7). تنظیم هیجانی شامل فرآیندهایی می‌شود که افراد از طریق آن‌ها تجارب هیجانی خود را مدیریت و تعدیل می‌کنند (8). افرادی که تجارب ناگوار دوران کودکی را پشت سر گذاشته‌اند، اغلب نقص‌های شدیدی در تنظیم هیجان نشان می‌دهند که آسیب‌پذیری آن‌ها را در برابر افسردگی بالا می‌برد (11-9) از آنجا که شفقت به خود ظرفیت پردازش سازگارانه هیجانات منفی (مثل شرم و خودسرزنش‌گری) را افزایش می‌دهد و وابستگی به راهبردهای ناسازگار مانند نشخوار فکری را کاهش می‌دهد، پرورش آن می‌تواند اثرات آسیب‌زای تجارب نامطلوب کودکی را تعدیل کند (11 ،6).
با وجود این یافته‌ها، خلاء پژوهشی آشکاری در زمینه مکانیسم‌های دقیق این رابطه وجود دارد؛ چرا که تعداد نسبتاً کمی از مطالعات به نقش واسطه‌ای شفقت به خود در رابطه بین ناملایمات اولیه کودکی و افسردگی، به‌ویژه در بافت‌های فرهنگی غیرغربی و بر روی جامعه دانشجویی پرداخته‌اند و نتایج همسو در این زمینه با محدودیت مواجه است (13 ،12) از این رو، تبیین این مکانیسم می‌تواند دلالت‌های بالینی مهمی برای طراحی مداخلات پیشگیرانه و درمانی در جامعه دانشگاهی فراهم آورد. بنابراین، هدف پژوهش حاضر تعیین مدل ساختاری رابطه تجارب ناگوار دوران کودکی و علائم افسردگی با نقش میانجی شفقت به خود در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان است. مدل مفهومی پیشنهادی پژوهش در شکل ۱ ارائه شده است.
افسردگی یکی از مهم‌ترین اختلالات روانی است که سلامت جسم و روان افراد را تحت تأثیر قرار می‌دهد. این اختلال یکی از برجسته‌ترین مشکلات سلامتی در سراسر جهان است که عملکرد و رفاه روزانه افراد را مختل می‌کند؛ به‌طوری‌که پیش‌بینی می‌شود تا سال‌های آینده علت اصلی ناتوانی در جهان باشد (1). در ایران نیز بررسی‌های انجام شده بر روی دانشجویان، میزان شیوع بالایی از افسردگی 48 درصد را نشان می‌دهد که این میزان در دختران بیشتر از پسران است (2). این اختلال روان‌شناختی، دومین عامل مرگ‌ومیر و خودکشی در میان دانشجویان به شمار می‌رود (3). گستره رو به رشدی از تحقیقات نشان می‌دهد که تجارب ناگوار دوران کودکی (Adverse childhood experiences; ACEs) از جمله سوء استفاده‌های جنسی، فیزیکی، عاطفی و غفلت، پیش‌بینی‌کننده‌های قدرتمندی برای آسیب‌پذیری عاطفی در سنین بالاتر هستند و خطر ابتلاء به افسردگی را به‌طور چشم‌گیری افزایش می‌دهند (4). با توجه به افزایش علائم افسردگی در میان دانشجویان، پژوهش‌های اخیر بر شناسایی عوامل محافظتی بالقوه‌ای تمرکز کرده‌اند که می‌توانند تاب‌آوری را در برابر پیامدهای نامطلوب ناشی از ناملایمات کودکی افزایش دهند (5) یکی از عوامل محافظتی کلیدی که اخیراً توجه پژوهشگران را برانگیخته، شفقت به خود (Self-compassion) است. شفقت به خود شامل سه مؤلفه مهربانی با خود در برابر قضاوت سخت‌گیرانه، اشتراکات انسانی در برابر انزوا و ذهن‌آگاهی در برابر همانندسازی افراطی با دردها است (6 ،5).
شفقت به خود به عنوان یک راهبرد تنظیم هیجان سازگار عمل می‌کند و اثر تعدیل‌کننده‌ای بر علائم افسردگی دارد (7). تنظیم هیجانی شامل فرآیندهایی می‌شود که افراد از طریق آن‌ها تجارب هیجانی خود را مدیریت و تعدیل می‌کنند (8). افرادی که تجارب ناگوار دوران کودکی را پشت سر گذاشته‌اند، اغلب نقص‌های شدیدی در تنظیم هیجان نشان می‌دهند که آسیب‌پذیری آن‌ها را در برابر افسردگی بالا می‌برد (11-9) از آنجا که شفقت به خود ظرفیت پردازش سازگارانه هیجانات منفی (مثل شرم و خودسرزنش‌گری) را افزایش می‌دهد و وابستگی به راهبردهای ناسازگار مانند نشخوار فکری را کاهش می‌دهد، پرورش آن می‌تواند اثرات آسیب‌زای تجارب نامطلوب کودکی را تعدیل کند (11 ،6).
با وجود این یافته‌ها، خلاء پژوهشی آشکاری در زمینه مکانیسم‌های دقیق این رابطه وجود دارد؛ چرا که تعداد نسبتاً کمی از مطالعات به نقش واسطه‌ای شفقت به خود در رابطه بین ناملایمات اولیه کودکی و افسردگی، به‌ویژه در بافت‌های فرهنگی غیرغربی و بر روی جامعه دانشجویی پرداخته‌اند و نتایج همسو در این زمینه با محدودیت مواجه است (13 ،12) از این رو، تبیین این مکانیسم می‌تواند دلالت‌های بالینی مهمی برای طراحی مداخلات پیشگیرانه و درمانی در جامعه دانشگاهی فراهم آورد. بنابراین، هدف پژوهش حاضر تعیین مدل ساختاری رابطه تجارب ناگوار دوران کودکی و علائم افسردگی با نقش میانجی شفقت به خود در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان است. مدل مفهومی پیشنهادی پژوهش در شکل ۱ ارائه شده است.
|
تجارب ناگوار
دوران کودکی |
|
شفقت به خود
|
|
افسردگی
|
شکل 1- مدل مفهومی نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین تجارب ناگوار کودکی و نشانه‌های افسردگی در دانشجویان
مواد و روش‌ها
روش این پژوهش توصیفی از نوع مطالعات مدل‌سازی ساختاری است. جامعه آماری پژوهش شامل کلیه دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ بود. این پژوهش با کد اخلاق IR.KAUMS.MEDNT.REC.1403.184 در کمیته‌ی اخلاق در پژوهش دانشگاه علوم پزشکی کاشان به تصویب رسیده است.
برای تعیین حجم نمونه مناسب در مدل‌یابی معادلات ساختاری، از دستورالعمل‌های ادبیات پژوهشی به‌روز در این حوزه استفاده شد که به‌طور کلی حجم نمونه ۲۰۰ تا ۳۰۰ نفر را بسته به پیچیدگی مدل و اشتراک‌پذیری توصیف می‌کنند (15-14)، بر اساس این توصیه‌ها، نمونه‌ای با حجم ۳۰۰ نفر تعیین شد که در نهایت، ۲۸۷ دانشجو پرسش‌نامه را به طور کامل تکمیل نمودند و وارد تحلیل نهایی شدند.
معیارهای ورود به پژوهش شامل شاغل به تحصیل بودن در یکی از رشته‌های دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳، داشتن حداقل سن ۱۸ سال، عدم ابتلاء به اختلالات مصرف مواد، عدم ابتلاء به اختلالات مزمن و شدید روان‌پزشکی (نظیر اختلال وسواسی-جبری، دوقطبی و طیف اسکیزوفرنیا)، عدم تجربه رویدادهای تنش‌زای شدید اخیر (مانند سوگ، طلاق و بحران‌های مالی) در ۶ ماه گذشته، و همچنین عدم مصرف داروهای روان‌پزشکی (مانند ضدافسردگی‌ها) بر اساس خودگزارش‌دهی دانشجو بود. در مقابل، معیارهای خروج از پژوهش شامل عدم تمایل به ادامه همکاری در هر یک از مراحل تکمیل ابزارها، مخدوش بودن پرسش‌نامه‌ها یا عدم پاسخگویی به بیش از ۱۰ درصد از گویه‌ها تعیین گردید.
روش نمونه‌گیری در این پژوهش، نمونه‌گیری طبقه‌ای با تخصیص متناسب بود که در آن، به دلیل محدودیت دسترسی به چارچوب کامل و فهرست کل جامعه، انتخاب واحدهای نمونه در درون هر طبقه به‌صورت در دسترس انجام شد. به منظور اجرای این روش، جامعه آماری بر اساس دو متغیر رشته تحصیلی و جنسیت به طبقات همگن تقسیم شد و حجم نمونه مورد نیاز برای هر طبقه با توجه به نسبت تعداد دانشجویان آن طبقه به کل جامعه تعیین گردید. انتخاب نهایی دانشجویان در هر طبقه از میان افراد در دسترس (مانند فهرست‌های کلاسی، گروه‌های آموزشی یا سامانه‌های دانشجویی) صورت گرفت. فرآیند توزیع پرسش‌نامه‌ها به مدت ۴ ماه در فضاهای آموزشی و بیمارستان‌های دانشگاه علوم پزشکی کاشان در ساعات مختلف شبانه‌روز (ساعات اداری و شیفت‌های کارآموزی عصر و شب) انجام شد تا حداکثر تنوع نمونه حاصل شود. پژوهش‌گر پس از تشریح اهداف، کسب رضایت آگاهانه شفاهی و کتبی و اطمینان دادن در خصوص محرمانه ماندن اطلاعات، پرسش‌نامه‌ها را به صورت خودگزارش‌دهی (زمان پاسخگویی ۱۵ تا ۲۰ دقیقه) توزیع کرد که در نهایت از ۳۰۰ پرسش‌نامه، ۱۳ مورد به دلیل نقص ساختاری حذف و ۲۸۷ مورد وارد تحلیل شدند.
ابزارهای گردآوری داده‌ها شامل فرم اطلاعات جمعیت‌شناختی و سه پرسش‌نامه استاندارد بود. در فرم اطلاعات جمعیت‌شناختی، سن، جنسیت، رشته تحصیلی و وضعیت سکونت ثبت شد. همچنین، برای بررسی معیارهای ورود، سابقه اختلال مصرف مواد، اختلالات مزمن و شدید روان‌پزشکی، رویدادهای تنش‌زای شدید طی ۶ ماه گذشته و مصرف داروهای روان‌پزشکی به روش خودگزارش‌دهی ارزیابی شد. پرسش‌نامه‌های استاندارد به شرح زیر بودند:
پرسش‌نامه افسردگی Beck چاپ دوم (Beck Depression Inventory, Second Edition; BDI-II): Beck و همکاران در سال 1996 ویرایش دوم پرسش‌نامه افسردگی Beck را منتشر کردند (16). این ابزار یک شاخص 21 ماده ای از نشانه‌های خودگزارشی افسردگی است که در نمونه‌های بالینی و غیربالینی قابل اجرا است و دو عامل شناختی-عاطفی و نگرش منفی-نشانه‌های بدنی را در افسردگی می‌سنجد. در فرآیند نمره‌دهی از شرکت‌کنندگان خواسته می‌شود تا میزان نشانه‌های افسردگی را بر روی یک پیوستار 4 درجه‌ای از "صفر" ( فقدان افسردگی یا افسردگی خفیف) تا "سه " ( افسردگی شدید ) درجه‌بندی کنند. سپس نمره کل با جمع بستن نمره‌های ماده ها به‌دست می‌آید که از صفر تا 63 است و نمره بالاتر بیانگر افسردگی بیشتر است. مطالعات انجام شده درباره اعتبار این پرسش‌نامه در کشورهای مختلف نشان می‌دهد که این پرسش‌نامه از اعتبار قابل قبولی برخوردار است. در مطالعه‌ای (2008) در جمعیت بزرگ‌سالان آمریکایی ضرایب همسانی درونی را 90/0 و 89/0 و ضریب بازآزمایی را 94/0 به‌دست آوردند (17). در ایران نیز Rajabi و همکاران (1390) ضرایب روایی بین نمره کل افسردگی و عامل های شناختی-عاطفی 90/0 و نگرش منفی نشانه‌های بدنی را 95/0 گزارش کردند که بیانگر روایی سازه پرسش‌نامه افسردکی Beck ( ویرایش دوم) در جامعه ایرانی است. همچنین، برای بررسی پایایی این ابزار از ضریب آلفای کرونباخ استفاده شده است که در کل نمونه 86/0 گزارش شده است (18). در مطالعه حاضر نیز آلفای کرونباخ کل این ابزار 90/0 و همچنین آلفای کرونباخ زیرمقیاس شناختی عاطفی 82/0 و نگرش منفی-نشانه‌های بدنی 72/0 به‌دست آمد.
پرسش‌نامه تروماها و تجارب ناگوار دوران کودکی (Childhood Trauma Questionnaire; CTQ): این مقیاس در سال 2003 توسط Bernstein و همکاران به منظور سنجش آسیب‌ها و تروماهای دوران کودکی طراحی شد که پنج نوع از بدرفتاریهای دوران کودکی را (سوء استفاده جنسی، سوء استفاده جسمی، سوء استفاده عاطفی و غفلت عاطفی و جسمی) مورد سنجش قرار می‌دهد. این ابزار دارای 28 سؤال است که 25 سؤال آن برای سنجش مؤلفه‌های اصلی پرسش‌نامه، و 3 سؤال آن نیز برای تشخیص افرادی که مشکلات دوران کودکی خود را انکار می‌کنند به‌کار می‌رود. نمره‌گذاری این پرسش‌نامه در یک طیف لیکرت پنج درجه‌ای از 1 تا 5 است و نمره‌گذاری، آیتم‌های 2، 5، 7، 13، 19، 26 و 28 به صورت معکوس انجام می‌شوند. بنابراین، دامنه نمره‌ای که هر فرد در کل پرسش‌نامه کسب می‌کند از 25 تا 125 است. نمرات بالا در پرسش‌نامه نشان دهنده تروما یا آسیب بیشتر و نمرات کمتر نشان دهنده آسیب یا تروما کمتر در دوران کودکی است (19). در پژوهش Bernstein و همکاران ضریب آلفای کرونباخ پرسش‌نامه بر روی گروهی از جوانان برای ابعاد سوء استفاده عاطفی، سوء استفاده جسمی، سوء استفاده جنسی، غفلت عاطفی و جسمی به ترتیب برابر با 87/0، 86/0، 95/0، 89/0، 78/0 گزارش شد. همچنین، روایی هم‌زمان آن با درجه بندی درمان‌گران از میزان تروماهای کودکی در دامنه 59/0 تا 78/0 گزارش شده است (19). در ایران نیز در پژوهش Ebrahimi و همکاران، آلفای کرونباخ 81/0 تا 98/0 برای ابعاد پنج‌گانه آن و اعتبار بازآزمایی 94/0 برای این ابزار گزارش گردید. همچنین، مطالعه Ebrahimi و همکاران رابطه مثبت و معناداری بین این پرسش‌نامه و پرسش‌نامه افسردگی Beck نشان داده است (20). در مطالعه حاضر نیز آلفای کرونباخ کل مقیاس برابر 85/0 و همچنین آلفای کرونباخ زیرمقیاس های سوء رفتار عاطفی 75/0، سوء رفتار جسمی 75/0، سوء رفتار جنسی 90/0، غفلت عاطفی 85/0 و غفلت جسمی 66/0 به‌دست آمد.
پرسش‌نامه خودشفقت ورزی (Self-Compassion Scale; SCS): Neff در سال 2003 مقیاس خودشفقت ورزی را طراحی و اعتبار‌یابی کرد. این مقیاس خودگزارشی دارای 26 گویه است که شامل 6 خرده مقیاس مهربانی با خود، قضاوت درباره خود، احساسات مشترک انسانی، منزوی سازی، ذهن‌آگاهی و بزرگ‌نمایی است که در یک طیف لیکرت 5 درجه‌ای 1=تقریباً هرگز و 5=تقریباً همیشه قرار میگیرد و نمره‌گذاری خرده مقیاس‌های قضاوت نسبت به خود، انزوا و افراط در همانندسازی به شکل معکوس انجام میگیرد و در نهایت نمره بالاتر نشان از خودشفقتی بیشتر است. همسانی درونی آن با بررسی ضریب آلفای کرونباخ محاسبه شده برای کل مقیاس 92/0 و برای هر کدام از زیر مقیاس‌ها به ترتیب 87/0، 77/0، 80/0، 79/0، 75/0، 81/0 به‌دست آمد. همچنین، پایایی بازآزمایی این ابزار پس از دو هفته 93/0 گزارش شده است (21). در ایران Momeni و همکاران، روایی همگرا و واگرا مقیاس خودشفقت‌ورزی Neff را از طریق اجرا مقیاس حرمت خود و پرسش‌نامه‌های افسردگی و اضطراب Beck بررسی کردند که نتایج به دست آمده معنادار بوده است. همچنین، همسانی درونی مقیاس خودشفت ورزی برحسب ضریب آلفای کرونباخ بررسی شد و با ضریب همبستگی 70/0 مورد تأیید قرار گرفت. در بررسی پایایی نیز ضریب همبستگی معنادار (89/0 ) بین نمره‌های دو نوبت آزمون با فاصله 10 روز به‌دست آمد که نشان از پایایی بازآزمایی بالای این مقیاس است (22). در مطالعه حاضر نیز آلفای کرونباخ کل ابزار 90/0 و آلفای کرونباخ زیر مقیاس‌های مهربانی با خود 84/0، قضاوت نسبت به خود 70/0، انسانیت مشترک 67/0، انزوا 79/0 و افراط در همانندسازی 78/0 به‌دست آمد.
تجزیه و تحلیل داده‌ها در دو سطح توصیفی و استنباطی انجام شد. آمارهای توصیفی شامل میانگین، انحراف استاندارد و ماتریس همبستگی متغیرها با استفاده از نرم‌افزار SPSS نسخه ۲۶ محاسبه گردید. همچنین، برای آزمون مدل مفهومی پیشنهادی، از روش مدل‌یابی معادلات ساختاری (Structural Equation Modeling; SEM) با استفاده از نرم‌افزار تحلیل ساختارهای گشتاوری (Analysis of Moment Structures; AMOS) نسخه ۲۶ استفاده شد. ارزیابی و بررسی برازش مدل با استفاده از شاخص‌های متعدد آماری شامل نسبت کای‌اسکوئر به درجه آزادی (Chi-Square to Degrees of Freedom Ratio; χ²/df)، شاخص برازش تطبیقی (Comparative Fit Index; CFI)، ریشه میانگین مجذورات خطای تقریب (Root Mean Square Error of Approximation; RMSEA)، ریشه میانگین مجذور باقی‌مانده استانداردشده (Standardized Root Mean Square Residual; SRMR)، شاخص برازش نرمال‌شده (Normed Fit Index; NFI)، شاخص نیکویی برازش (Goodness of Fit Index; GFI) و شاخص برازش فزاینده (Incremental Fit Index; IFI) صورت گرفت. برای شاخص χ²/df مقدار عددی 3 (14) و برای شاخص‌های CFI، NFI، GFI و IFI بزرگ‌تر از 9/0 (24-23) و برای شاخص‌های RMSEA و SRMR کمتر از 08/0 (25) به عنوان حد مطلوب برازش در نظر گرفته شد. سطح معنی‌داری در آزمون‌ها 05/0 در نظر گرفته شد.
نتایج
نمونه مورد مطالعه شامل ۲۸۷ دانشجو از دانشگاه علوم پزشکی کاشان بود که در دامنه سنی ۱۸ تا 45 سال قرار داشتند و میانگین سنی آن‌ها 35/24 سال (انحراف معیار 06/6 سال) گزارش شد. از میان شرکت‌کنندگان، 6/67 درصد زن بودند و بیشترین فراوانی رشته‌های تحصیلی به‌ترتیب مربوط به پزشکی (2/67 درصد)، پرستاری (1/17 درصد) و مامایی (1/9 درصد) بود. ویژگی‌های جمعیت شناختی شرکت‌کنندگان پژوهش در جدول 1 آورده شده است.
روش این پژوهش توصیفی از نوع مطالعات مدل‌سازی ساختاری است. جامعه آماری پژوهش شامل کلیه دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ بود. این پژوهش با کد اخلاق IR.KAUMS.MEDNT.REC.1403.184 در کمیته‌ی اخلاق در پژوهش دانشگاه علوم پزشکی کاشان به تصویب رسیده است.
برای تعیین حجم نمونه مناسب در مدل‌یابی معادلات ساختاری، از دستورالعمل‌های ادبیات پژوهشی به‌روز در این حوزه استفاده شد که به‌طور کلی حجم نمونه ۲۰۰ تا ۳۰۰ نفر را بسته به پیچیدگی مدل و اشتراک‌پذیری توصیف می‌کنند (15-14)، بر اساس این توصیه‌ها، نمونه‌ای با حجم ۳۰۰ نفر تعیین شد که در نهایت، ۲۸۷ دانشجو پرسش‌نامه را به طور کامل تکمیل نمودند و وارد تحلیل نهایی شدند.
معیارهای ورود به پژوهش شامل شاغل به تحصیل بودن در یکی از رشته‌های دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳، داشتن حداقل سن ۱۸ سال، عدم ابتلاء به اختلالات مصرف مواد، عدم ابتلاء به اختلالات مزمن و شدید روان‌پزشکی (نظیر اختلال وسواسی-جبری، دوقطبی و طیف اسکیزوفرنیا)، عدم تجربه رویدادهای تنش‌زای شدید اخیر (مانند سوگ، طلاق و بحران‌های مالی) در ۶ ماه گذشته، و همچنین عدم مصرف داروهای روان‌پزشکی (مانند ضدافسردگی‌ها) بر اساس خودگزارش‌دهی دانشجو بود. در مقابل، معیارهای خروج از پژوهش شامل عدم تمایل به ادامه همکاری در هر یک از مراحل تکمیل ابزارها، مخدوش بودن پرسش‌نامه‌ها یا عدم پاسخگویی به بیش از ۱۰ درصد از گویه‌ها تعیین گردید.
روش نمونه‌گیری در این پژوهش، نمونه‌گیری طبقه‌ای با تخصیص متناسب بود که در آن، به دلیل محدودیت دسترسی به چارچوب کامل و فهرست کل جامعه، انتخاب واحدهای نمونه در درون هر طبقه به‌صورت در دسترس انجام شد. به منظور اجرای این روش، جامعه آماری بر اساس دو متغیر رشته تحصیلی و جنسیت به طبقات همگن تقسیم شد و حجم نمونه مورد نیاز برای هر طبقه با توجه به نسبت تعداد دانشجویان آن طبقه به کل جامعه تعیین گردید. انتخاب نهایی دانشجویان در هر طبقه از میان افراد در دسترس (مانند فهرست‌های کلاسی، گروه‌های آموزشی یا سامانه‌های دانشجویی) صورت گرفت. فرآیند توزیع پرسش‌نامه‌ها به مدت ۴ ماه در فضاهای آموزشی و بیمارستان‌های دانشگاه علوم پزشکی کاشان در ساعات مختلف شبانه‌روز (ساعات اداری و شیفت‌های کارآموزی عصر و شب) انجام شد تا حداکثر تنوع نمونه حاصل شود. پژوهش‌گر پس از تشریح اهداف، کسب رضایت آگاهانه شفاهی و کتبی و اطمینان دادن در خصوص محرمانه ماندن اطلاعات، پرسش‌نامه‌ها را به صورت خودگزارش‌دهی (زمان پاسخگویی ۱۵ تا ۲۰ دقیقه) توزیع کرد که در نهایت از ۳۰۰ پرسش‌نامه، ۱۳ مورد به دلیل نقص ساختاری حذف و ۲۸۷ مورد وارد تحلیل شدند.
ابزارهای گردآوری داده‌ها شامل فرم اطلاعات جمعیت‌شناختی و سه پرسش‌نامه استاندارد بود. در فرم اطلاعات جمعیت‌شناختی، سن، جنسیت، رشته تحصیلی و وضعیت سکونت ثبت شد. همچنین، برای بررسی معیارهای ورود، سابقه اختلال مصرف مواد، اختلالات مزمن و شدید روان‌پزشکی، رویدادهای تنش‌زای شدید طی ۶ ماه گذشته و مصرف داروهای روان‌پزشکی به روش خودگزارش‌دهی ارزیابی شد. پرسش‌نامه‌های استاندارد به شرح زیر بودند:
پرسش‌نامه افسردگی Beck چاپ دوم (Beck Depression Inventory, Second Edition; BDI-II): Beck و همکاران در سال 1996 ویرایش دوم پرسش‌نامه افسردگی Beck را منتشر کردند (16). این ابزار یک شاخص 21 ماده ای از نشانه‌های خودگزارشی افسردگی است که در نمونه‌های بالینی و غیربالینی قابل اجرا است و دو عامل شناختی-عاطفی و نگرش منفی-نشانه‌های بدنی را در افسردگی می‌سنجد. در فرآیند نمره‌دهی از شرکت‌کنندگان خواسته می‌شود تا میزان نشانه‌های افسردگی را بر روی یک پیوستار 4 درجه‌ای از "صفر" ( فقدان افسردگی یا افسردگی خفیف) تا "سه " ( افسردگی شدید ) درجه‌بندی کنند. سپس نمره کل با جمع بستن نمره‌های ماده ها به‌دست می‌آید که از صفر تا 63 است و نمره بالاتر بیانگر افسردگی بیشتر است. مطالعات انجام شده درباره اعتبار این پرسش‌نامه در کشورهای مختلف نشان می‌دهد که این پرسش‌نامه از اعتبار قابل قبولی برخوردار است. در مطالعه‌ای (2008) در جمعیت بزرگ‌سالان آمریکایی ضرایب همسانی درونی را 90/0 و 89/0 و ضریب بازآزمایی را 94/0 به‌دست آوردند (17). در ایران نیز Rajabi و همکاران (1390) ضرایب روایی بین نمره کل افسردگی و عامل های شناختی-عاطفی 90/0 و نگرش منفی نشانه‌های بدنی را 95/0 گزارش کردند که بیانگر روایی سازه پرسش‌نامه افسردکی Beck ( ویرایش دوم) در جامعه ایرانی است. همچنین، برای بررسی پایایی این ابزار از ضریب آلفای کرونباخ استفاده شده است که در کل نمونه 86/0 گزارش شده است (18). در مطالعه حاضر نیز آلفای کرونباخ کل این ابزار 90/0 و همچنین آلفای کرونباخ زیرمقیاس شناختی عاطفی 82/0 و نگرش منفی-نشانه‌های بدنی 72/0 به‌دست آمد.
پرسش‌نامه تروماها و تجارب ناگوار دوران کودکی (Childhood Trauma Questionnaire; CTQ): این مقیاس در سال 2003 توسط Bernstein و همکاران به منظور سنجش آسیب‌ها و تروماهای دوران کودکی طراحی شد که پنج نوع از بدرفتاریهای دوران کودکی را (سوء استفاده جنسی، سوء استفاده جسمی، سوء استفاده عاطفی و غفلت عاطفی و جسمی) مورد سنجش قرار می‌دهد. این ابزار دارای 28 سؤال است که 25 سؤال آن برای سنجش مؤلفه‌های اصلی پرسش‌نامه، و 3 سؤال آن نیز برای تشخیص افرادی که مشکلات دوران کودکی خود را انکار می‌کنند به‌کار می‌رود. نمره‌گذاری این پرسش‌نامه در یک طیف لیکرت پنج درجه‌ای از 1 تا 5 است و نمره‌گذاری، آیتم‌های 2، 5، 7، 13، 19، 26 و 28 به صورت معکوس انجام می‌شوند. بنابراین، دامنه نمره‌ای که هر فرد در کل پرسش‌نامه کسب می‌کند از 25 تا 125 است. نمرات بالا در پرسش‌نامه نشان دهنده تروما یا آسیب بیشتر و نمرات کمتر نشان دهنده آسیب یا تروما کمتر در دوران کودکی است (19). در پژوهش Bernstein و همکاران ضریب آلفای کرونباخ پرسش‌نامه بر روی گروهی از جوانان برای ابعاد سوء استفاده عاطفی، سوء استفاده جسمی، سوء استفاده جنسی، غفلت عاطفی و جسمی به ترتیب برابر با 87/0، 86/0، 95/0، 89/0، 78/0 گزارش شد. همچنین، روایی هم‌زمان آن با درجه بندی درمان‌گران از میزان تروماهای کودکی در دامنه 59/0 تا 78/0 گزارش شده است (19). در ایران نیز در پژوهش Ebrahimi و همکاران، آلفای کرونباخ 81/0 تا 98/0 برای ابعاد پنج‌گانه آن و اعتبار بازآزمایی 94/0 برای این ابزار گزارش گردید. همچنین، مطالعه Ebrahimi و همکاران رابطه مثبت و معناداری بین این پرسش‌نامه و پرسش‌نامه افسردگی Beck نشان داده است (20). در مطالعه حاضر نیز آلفای کرونباخ کل مقیاس برابر 85/0 و همچنین آلفای کرونباخ زیرمقیاس های سوء رفتار عاطفی 75/0، سوء رفتار جسمی 75/0، سوء رفتار جنسی 90/0، غفلت عاطفی 85/0 و غفلت جسمی 66/0 به‌دست آمد.
پرسش‌نامه خودشفقت ورزی (Self-Compassion Scale; SCS): Neff در سال 2003 مقیاس خودشفقت ورزی را طراحی و اعتبار‌یابی کرد. این مقیاس خودگزارشی دارای 26 گویه است که شامل 6 خرده مقیاس مهربانی با خود، قضاوت درباره خود، احساسات مشترک انسانی، منزوی سازی، ذهن‌آگاهی و بزرگ‌نمایی است که در یک طیف لیکرت 5 درجه‌ای 1=تقریباً هرگز و 5=تقریباً همیشه قرار میگیرد و نمره‌گذاری خرده مقیاس‌های قضاوت نسبت به خود، انزوا و افراط در همانندسازی به شکل معکوس انجام میگیرد و در نهایت نمره بالاتر نشان از خودشفقتی بیشتر است. همسانی درونی آن با بررسی ضریب آلفای کرونباخ محاسبه شده برای کل مقیاس 92/0 و برای هر کدام از زیر مقیاس‌ها به ترتیب 87/0، 77/0، 80/0، 79/0، 75/0، 81/0 به‌دست آمد. همچنین، پایایی بازآزمایی این ابزار پس از دو هفته 93/0 گزارش شده است (21). در ایران Momeni و همکاران، روایی همگرا و واگرا مقیاس خودشفقت‌ورزی Neff را از طریق اجرا مقیاس حرمت خود و پرسش‌نامه‌های افسردگی و اضطراب Beck بررسی کردند که نتایج به دست آمده معنادار بوده است. همچنین، همسانی درونی مقیاس خودشفت ورزی برحسب ضریب آلفای کرونباخ بررسی شد و با ضریب همبستگی 70/0 مورد تأیید قرار گرفت. در بررسی پایایی نیز ضریب همبستگی معنادار (89/0 ) بین نمره‌های دو نوبت آزمون با فاصله 10 روز به‌دست آمد که نشان از پایایی بازآزمایی بالای این مقیاس است (22). در مطالعه حاضر نیز آلفای کرونباخ کل ابزار 90/0 و آلفای کرونباخ زیر مقیاس‌های مهربانی با خود 84/0، قضاوت نسبت به خود 70/0، انسانیت مشترک 67/0، انزوا 79/0 و افراط در همانندسازی 78/0 به‌دست آمد.
تجزیه و تحلیل داده‌ها در دو سطح توصیفی و استنباطی انجام شد. آمارهای توصیفی شامل میانگین، انحراف استاندارد و ماتریس همبستگی متغیرها با استفاده از نرم‌افزار SPSS نسخه ۲۶ محاسبه گردید. همچنین، برای آزمون مدل مفهومی پیشنهادی، از روش مدل‌یابی معادلات ساختاری (Structural Equation Modeling; SEM) با استفاده از نرم‌افزار تحلیل ساختارهای گشتاوری (Analysis of Moment Structures; AMOS) نسخه ۲۶ استفاده شد. ارزیابی و بررسی برازش مدل با استفاده از شاخص‌های متعدد آماری شامل نسبت کای‌اسکوئر به درجه آزادی (Chi-Square to Degrees of Freedom Ratio; χ²/df)، شاخص برازش تطبیقی (Comparative Fit Index; CFI)، ریشه میانگین مجذورات خطای تقریب (Root Mean Square Error of Approximation; RMSEA)، ریشه میانگین مجذور باقی‌مانده استانداردشده (Standardized Root Mean Square Residual; SRMR)، شاخص برازش نرمال‌شده (Normed Fit Index; NFI)، شاخص نیکویی برازش (Goodness of Fit Index; GFI) و شاخص برازش فزاینده (Incremental Fit Index; IFI) صورت گرفت. برای شاخص χ²/df مقدار عددی 3 (14) و برای شاخص‌های CFI، NFI، GFI و IFI بزرگ‌تر از 9/0 (24-23) و برای شاخص‌های RMSEA و SRMR کمتر از 08/0 (25) به عنوان حد مطلوب برازش در نظر گرفته شد. سطح معنی‌داری در آزمون‌ها 05/0 در نظر گرفته شد.
نتایج
نمونه مورد مطالعه شامل ۲۸۷ دانشجو از دانشگاه علوم پزشکی کاشان بود که در دامنه سنی ۱۸ تا 45 سال قرار داشتند و میانگین سنی آن‌ها 35/24 سال (انحراف معیار 06/6 سال) گزارش شد. از میان شرکت‌کنندگان، 6/67 درصد زن بودند و بیشترین فراوانی رشته‌های تحصیلی به‌ترتیب مربوط به پزشکی (2/67 درصد)، پرستاری (1/17 درصد) و مامایی (1/9 درصد) بود. ویژگی‌های جمعیت شناختی شرکت‌کنندگان پژوهش در جدول 1 آورده شده است.
جدول 1- ویژگی‌های جمعیت‌شناختی دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ (287=n)
| متغیرها | تعداد (درصد) |
| جنسیت | |
| زن | 194 (6/67) |
| مرد | 93 (4/32) |
| سن | |
| کمتر از 20 سال | 97 (8/33) |
| 20-25 سال | 97 (8/33) |
| 25-30 سال | 59 (6/20) |
| 30-35 سال | 15 (5/2) |
| 35-40 سال | 15 (5/2) |
| 40-45 سال | 4 (4/1) |
| رشته تحصیلی | |
| پرستاری | 49 (1/17) |
| پزشکی | 193 (2/67) |
| مامایی | 28 (1/9) |
| سایر | 17 (9/5) |
| وضعیت سکونت | |
| خوابگاهی | 164 (1/57) |
| غیرخوابگاهی | 123 (9/42) |
به منظور درک ویژگی‌های اصلی و توزیع متغیرهای مورد مطالعه، شاخص‌های گرایش مرکزی و پراکندگی برای متغیرهای اصلی (تجارب ناگوار دوران کودکی، خودشفقت‌ورزی و افسردگی) و همچنین مؤلفه‌های اختصاصی تجارب ناگوار دوران کودکی محاسبه گردید. نتایج این تحلیل در جدول 2 ارائه شده است.
در بررسی دقیق‌تر مؤلفه‌های تجارب ناگوار دوران کودکی (جدول 2)، نتایج نشان داد که مؤلفه غفلت هیجانی با میانگین 41/9 بالاترین میزان را در میان سایر تجارب ناگوار به خود اختصاص داده است. پس از آن، مؤلفه‌های غفلت جسمی (17/7) و سوء استفاده هیجانی (17/7) در رتبه‌های بعدی قرار دارند. کمترین میانگین نیز مربوط به مؤلفه سوء استفاده جسمی با میانگین 94/5 بود. این یافته‌ها حاکی از آن است که در نمونه مورد مطالعه، تجارب مرتبط با غفلت، به‌ویژه از نوع هیجانی، بیش از تجارب مرتبط با سوء استفاده گزارش شده است و میانگین کل نمره خودشفقت ورزی و افسردگی به ترتیب 69/78 و39/13 محاسبه شد. همچنین، مقادیر کجی و کشیدگی برای تمامی متغیرها و مؤلفه‌ها در بازه نرمال (بازه ±2) قرار داشته و توزیع مناسب داده‌ها را تأیید می‌کند.
در بررسی دقیق‌تر مؤلفه‌های تجارب ناگوار دوران کودکی (جدول 2)، نتایج نشان داد که مؤلفه غفلت هیجانی با میانگین 41/9 بالاترین میزان را در میان سایر تجارب ناگوار به خود اختصاص داده است. پس از آن، مؤلفه‌های غفلت جسمی (17/7) و سوء استفاده هیجانی (17/7) در رتبه‌های بعدی قرار دارند. کمترین میانگین نیز مربوط به مؤلفه سوء استفاده جسمی با میانگین 94/5 بود. این یافته‌ها حاکی از آن است که در نمونه مورد مطالعه، تجارب مرتبط با غفلت، به‌ویژه از نوع هیجانی، بیش از تجارب مرتبط با سوء استفاده گزارش شده است و میانگین کل نمره خودشفقت ورزی و افسردگی به ترتیب 69/78 و39/13 محاسبه شد. همچنین، مقادیر کجی و کشیدگی برای تمامی متغیرها و مؤلفه‌ها در بازه نرمال (بازه ±2) قرار داشته و توزیع مناسب داده‌ها را تأیید می‌کند.
جدول 2- شاخص‌های توصیفی خودشفقت‌ورزی، افسردگی و ابعاد تجارب ناگوار دوران کودکی در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ (287=n)
| متغیر / مؤلفه | میانگین | انحراف معیار | حداقل | حداکثر | کجی | کشیدگی |
| تجارب ناگوار کودکی (کل) | 97/46 | 25/11 | ۳۵ | ۱۰۶ | 93/1 | 36/1 |
| سوءاستفاده هیجانی | 17/7 | 08/3 | ۵ | ۲۲ | 95/1 | 95/1 |
| سوءاستفاده جسمی | 94/5 | 16/2 | ۵ | ۱۹ | 43/1 | 68/1 |
| سوءاستفاده جنسی | 57/6 | 23/3 | ۵ | ۲۵ | 79/1 | 10/1 |
| غفلت هیجانی | 41/9 | 30/4 | ۵ | ۲۵ | 21/1 | 28/1 |
| غفلت جسمی | 17/7 | 81/2 | ۵ | ۲۱ | 66/1 | 93/1 |
| خودشفقت‌ورزی (کل) | 69/78 | 61/15 | ۳۴ | ۱۱۹ | 07/0 | 21/0- |
| افسردگی (کل) | 39/13 | 14/10 | ۰ | ۵۱ | 11/1 | 26/1 |
به‌منظور تفکیک و بررسی وضعیت شرکت‌کنندگان بر اساس نقاط برش استاندارد در متغیرهای پژوهش، توزیع فراوانی و درصد افراد در طبقات مختلف محاسبه گردید. نتایج این بررسی در جدول 3 درج شده است. بر اساس نقاط برش استاندارد، فراوانی افراد در طبقات متغیرهای اصلی پژوهش به شرح زیر بود: در پرسش‌نامه افسردگی بک، 168 نفر (5/58 درصد) در طبقه بدون افسردگی یا بسیار خفیف، 54 نفر (8/18 درصد) در طبقه خفیف، 42 نفر (6/14 درصد) در طبقه متوسط و 23 نفر (0/8 درصد) در طبقه شدید قرار داشتند. در پرسش‌نامه تجارب ناگوار دوران کودکی، 219 نفر (3/76 درصد) هیچ‌یک از انواع بدرفتاری را در حد متوسط تا شدید گزارش نکردند، 30 نفر (5/10 درصد) یک نوع، 15 نفر (2/5 درصد) دو نوع و 23 نفر (0/8 درصد) سه نوع یا بیشتر از انواع تجارب ناگوار را در حد متوسط تا شدید گزارش کردند. در پرسش‌نامه خودشفقت‌ورزی نیز بر اساس سهک‌های نمره کل، 97 نفر (8/33 درصد) در طبقه پایین، 95 نفر (1/33 درصد) در طبقه متوسط و 95 نفر (1/33 درصد) در طبقه بالا قرار گرفتند.
جدول 3- توزیع فراوانی شرکت‌کنندگان بر اساس طبقات متغیرهای خودشفقت‌ورزی، افسردگی و تجارب ناگوار دوران کودکی در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ (287=n)
| متغیر | طبقه / سطح | فراوانی | درصد (%) |
| تجارب ناگوار کودکی | بدون هیچ نوع تجربه (متوسط تا شدید) | ۲۱۹ | 3/76 |
| یک نوع تجربه | ۳۰ | 5/10 | |
| دو نوع تجربه | ۱۵ | 2/5 | |
| سه نوع تجربه یا بیشتر | ۲۳ | 0/8 | |
| خودشفقت‌ورزی | پایین | ۹۷ | 8/33 |
| متوسط | ۹۵ | 1/33 | |
| بالا | ۹۵ | 1/33 | |
| افسردگی | بدون افسردگی / بسیار خفیف | ۱۶۸ | 5/58 |
| خفیف | ۵۴ | 8/18 | |
| متوسط | ۴۲ | 6/14 | |
| شدید | ۲۳ | 0/8 |
سپس، همبستگی‌های دومتغیره Pearson میان متغیرهای اصلی پژوهش محاسبه شد تا روابط اولیه بررسی و وجود هم‌خطی چندگانه ارزیابی گردد. یافته‌های تحلیل همبستگی نشان داد که بین تجارب ناگوار دوران کودکی و خودشفقت‌ورزی رابطه منفی و معناداری وجود دارد (01/0P<، 274/0-=r) در مقابل، رابطه بین تجارب ناگوار دوران کودکی و افسردگی مثبت و معنادار گزارش شد (01/0P<، 357/0=r). همچنین، بین خودشفقت‌ورزی و افسردگی رابطه منفی و نیرومندی مشاهده گردید (01/0P<، 666/0=r) بر این اساس، شواهدی از هم‌خطی چندگانه در داده‌ها وجود ندارد، زیرا ضرایب همبستگی بین متغیرهای پیش‌بین و میانجی به‌طور قابل‌توجهی کمتر از آستانه بحرانی 90/0 بودند (26).
پس از تأیید مفروضه‌ها، شاخص‌های برازش، به‌ویژه نسبت کای‌اسکوئر به درجه آزادی (χ²/df)، شاخص برازش نیکویی (GFI)، شاخص برازش تطبیقی (CFI)، شاخص برازش هنجارمند (NFI)، شاخص افزوده برازش (IFI)، ریشه میانگین مربعات خطای تقریب (RMSEA) و ریشه میانگین مربعات باقی‌مانده استانداردشده (SRMR) محاسبه شدند تا مدل پیشنهادی ارزیابی شود. نتایج برازش مدل نشان داد همه مقادیر به دست آمده در وضعیت مطلوب و مناسب قرار داشتند (جدول 4).
پس از تأیید مفروضه‌ها، شاخص‌های برازش، به‌ویژه نسبت کای‌اسکوئر به درجه آزادی (χ²/df)، شاخص برازش نیکویی (GFI)، شاخص برازش تطبیقی (CFI)، شاخص برازش هنجارمند (NFI)، شاخص افزوده برازش (IFI)، ریشه میانگین مربعات خطای تقریب (RMSEA) و ریشه میانگین مربعات باقی‌مانده استانداردشده (SRMR) محاسبه شدند تا مدل پیشنهادی ارزیابی شود. نتایج برازش مدل نشان داد همه مقادیر به دست آمده در وضعیت مطلوب و مناسب قرار داشتند (جدول 4).
جدول 4- شاخص‌های برازش مدل ساختاری پژوهش در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ (287=n)
| شاخص برازش | نماد اختصاری | مقدار به‌دست آمده | دامنه یا حد مطلوب پذیرش | وضعیت | منبع شاخص |
| کای‌اسکوئر به درجه آزادی | χ²/df | 909/1 | کمتر از 00/3 | مناسب | (14) |
| ریشه میانگین مربعات خطای تقریب | RMSEA | 056/0 | کمتر از 08/0 | مناسب | (25) |
| ریشه میانگین مربعات باقی‌مانده استاندارد شده | SRMR | 057/0 | کمتر از 08/0 | مناسب | (25) |
| شاخص برازش تطبیقی | CFI | 978/0 | بزرگ‌تر از 90/0 | مطلوب | (14) |
| شاخص برازش هنجارمند | NFI | 955/0 | بزرگ‌تر از 90/0 | مطلوب | (23) |
| شاخص برازش نیکویی | GFI | 947/0 | بزرگ‌تر از 90/0 | مناسب | (23) |
| شاخص افزوده برازش | IFI | 978/0 | بزرگ‌تر از 90/0 | مناسب | (24) |
پس از تأیید برازش مطلوب مدل ساختاری پژوهش (جدول 4)، در این مرحله به بررسی ضرایب مسیرهای مستقیم جهت آزمون روابط ساختاری بین متغیرها پرداخته می‌شود. نتایج تحلیل نشان داد که تجارب ناگوار دوران کودکی به‌عنوان متغیر پیش‌بین اصلی، اثرات معناداری بر متغیر میانجی دارد؛ به‌طوری‌که رابطه معنادار و معکوسی بین تجارب ناگوار کودکی و خودشفقت‌ورزی مشاهده شد (این یافته‌ها مؤید آن است که مواجهه با ناملایمات در دوران کودکی، با کاهش توانایی فرد برای مهربانی و شفقت نسبت به خود در بزرگسالی همراه است. در ادامه، اثرات متغیر میانجی بر افسردگی بررسی شد. نتایج حاکی از آن بود که شفقت به خود، پیش‌بینی‌کننده‌ای نیرومند برای نشانه‌های افسردگی است؛ به‌طوری‌که خودشفقت‌ورزی به صورت مستقیم و منفی توانست واریانس افسردگی را تبیین کند (0۰1/0P<،19/0=β). این یافته بدین معنا است که سطوح بالاتر خودشفقت‌ورزی با کاهش علائم افسردگی در دانشجویان همراه است. همچنین، اثر مستقیم تجارب ناگوار دوران کودکی بر افسردگی از نظر آماری معنادار گزارش نشد (185/0=P، 06/0=β) نتایج 0۰1/0P<،
38/0=β) کامل ارزیابی ضرایب مسیرهای مستقیم مدل در جدول 5 ارائه شده است.
38/0=β) کامل ارزیابی ضرایب مسیرهای مستقیم مدل در جدول 5 ارائه شده است.
جدول 5 - ضرایب مسیرهای مستقیم مدل ساختاری پژوهش در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ (287=n)
| مسیر مستقیم (اثرگذار ← اثرپذیر) | بتای استاندارد شده (β) | خطای استاندارد (SE) | نسبت بحرانی (CR) | مقدار P | وضعیت |
| تجارب ناگوار کودکی ← خودشفقت ورزی | 38/0- | 080/0 | 004/6- | 001/0 > | معنادار |
| خودشفقت‌ورزی ← افسردگی | 19/0- | 180/0 | 498/0- | 001/0 > | معنادار |
| تجارب ناگوار کودکی ← افسردگی | 06/0 | 180/0 | 326/1 | 185/0 | غیرمعنادار |
پس از بررسی مسیرهای مستقیم، گام نهایی در آزمون مدل، محاسبه و ارزیابی معناداری آماری اثرات غیرمستقیم با استفاده از روش بوت‌استرپینگ (فاصله اطمینان ۹۵ درصد) بود. نتایج این تحلیل در جدول 6 ارائه شده است. همان‌طور که در جدول 6 مشاهده می‌شود، تحلیل مسیر غیرمستقیم تجارب ناگوار کودکی بر افسردگی از طریق متغیر میانجی خودشفقت‌ورزی معنادار است (002/0=P، 07/0-=β).
با توجه به این‌که اثر مستقیم تجارب ناگوار کودکی بر افسردگی پس از ورود متغیر میانجی به مدل غیرمعنادار شده است (185/0=P، 06/0=β)، اما در همبستگی Pearson و بدون کنترل متغیر میانجی، این رابطه معنادار بود و از طرفی اثر غیرمستقیم آن از طریق خودشفقت‌ورزی معنادار است؛ طبق دیدگاه Baron و Kenny (26) و نظریات نوین میانجی‌گری (27)، می‌توان گفت متغیر خودشفقت‌ورزی نقش میانجی‌گری کامل را در این رابطه ایفا می‌کند.
با توجه به این‌که اثر مستقیم تجارب ناگوار کودکی بر افسردگی پس از ورود متغیر میانجی به مدل غیرمعنادار شده است (185/0=P، 06/0=β)، اما در همبستگی Pearson و بدون کنترل متغیر میانجی، این رابطه معنادار بود و از طرفی اثر غیرمستقیم آن از طریق خودشفقت‌ورزی معنادار است؛ طبق دیدگاه Baron و Kenny (26) و نظریات نوین میانجی‌گری (27)، می‌توان گفت متغیر خودشفقت‌ورزی نقش میانجی‌گری کامل را در این رابطه ایفا می‌کند.
جدول 6 - نتایج آزمون بوت‌استرپ برای مسیر غیرمستقیم مدل پژوهش در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ (287=n)
| مسیر غیرمستقیم (مبدأ ← میانجی ← مقصد) | ضریب اثر غیرمستقیم (β) | حد پایین فاصله اطمینان | حد بالای فاصله اطمینان | مقدار P |
| افسردگی خودشفقت‌ورزی تجارب ناگوار کودکی |
07/0- | 118/0- | 032/0- | 002/0 |
این نتیجه نشان می‌دهد که تجارب ناگوار کودکی به خودی خود و به‌طور مستقیم منجر به بروز افسردگی در این نمونه نمی‌شوند، بلکه ابتدا ظرفیت و توانایی شفقت‌ورزی به خود را در فرد تخریب کرده و این کاهش در خودشفقت‌ورزی (به عنوان یک عامل آسیب‌پذیری درون‌روانی)، دانشجویان را مستعد ابتلاء به نشانه‌های افسردگی می‌سازد. در شکل 2، مدل ساختاری نهایی پژوهش همراه با ضرایب مسیرهای استاندارد شده ارائه شده است.
|
شفقت به خود
|
|
0۰1/0P<، 19/0-=β
|
|
0۰1/0P<، 38/0-=β
|
|
تجارب ناگوار
دوران کودکی |
|
افسردگی
|
|
185/0=P، 06/0=β
|
شکل 2- مدل ساختاری نهایی پژوهش همراه با ضرایب مسیر استاندارد در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی کاشان در سال تحصیلی ۱۴۰۴-۱۴۰۳ (287=n)
بحث
نتایج حاصل از تحلیل داده‌ها نشان داد که شفقت به خود نقش میانجی معناداری در ارتباط میان تجارب ناگوار دوران کودکی و نشانه‌های افسردگی ایفا می‌کند. این یافته به این معنی است که افرادی که در کودکی تجارب آسیب‌زایی داشته‌اند، سطوح پایین‌تری از شفقت به خود را شکل می‌دهند و این فقدان مهربانی با خود، عاملی کلیدی در بروز و تداوم علائم افسردگی در آنان است. به زبان ساده، اثر منفی تجارب نامطلوب بر سلامت روان، تا حد زیادی از مسیر کاهش شفقت به خود عبور می‌کند.
این یافته با مفاهیم روبه‌رشد ادبیات پژوهشی در سطح داخل و خارج از کشور همسو است. در سطح بین‌المللی، پژوهش اخیر Garbutt و همکاران (28) و مطالعاتی نظیر Huang و همکارش (29) نشان داد که شفقت به خود می‌تواند به‌عنوان یک عامل محافظت‌کننده عمل کند. یافته‌های آن‌ها حاکی از آن بود که اگرچه تجارب ناگوار کودکی منجر به آسیب به خود و دیگران می‌شود، اما شفقت به خود قادر است شدت این اثر منفی را کاهش دهد و مانند یک سپر دفاعی در برابر پیامدهای تروما عمل کند. این مطالعات تأیید می‌کنند که بدرفتاریهای دوران کودکی با تخریب توانایی شفقت‌ورزی، زمینه را برای افسردگی و افکار خودکشی فراهم می‌کند. در ایران نیز پژوهش Farhadi و همکاران نشان داد درمان متمرکز بر شفقت به خود می‌تواند آسیب‌پذیری شناختی در برابر افسردگی را کاهش دهد (30). این یافته مداخله‌ای، تأییدکننده الگوی پژوهش حاضر است؛ زیرا نشان می‌دهد که ارتقاء شفقت به خود می‌تواند چرخه معیوب «تروما-افسردگی» را قطع کند.
در تبیین و توجیه روان‌شناختی این یافته، می‌توان به نظریه دلبستگی (Attachment theory) استناد کرد. بر این اساس، کودکان به‌طور طبیعی هنگام تجربه پریشانی یا تهدید، به‌دنبال نزدیکی به مراقبان اصلی خود می‌روند. تعاملات اولیه با مراقبان، الگوهای کاری درونی را شکل می‌دهد که بر ادراک، هیجان و عملکرد بین‌فردی آتی تأثیر می‌گذارد (13). شفقت به خود ریشه در همین تجربیات اولیه دلبستگی دارد؛ کودکانی که در معرض سوء استفاده عاطفی یا بی‌توجهی قرار می‌گیرند، به دلیل نبود تجربیات مراقبتی پاسخ‌گو و مداوم، ظرفیت درونی‌سازی یک مراقب مهربان و تسکین دهنده را از دست می‌دهند و در نتیجه ظرفیت آن‌ها برای شفقت‌ورزی به خود مختل می‌گردد (31).
علاوه بر این، با توجه به نظریه شفقت به خود Neff و مدل تحولی شفقت Gilbert، سیستم‌های تحولی تنظیم هیجان در محیط‌های آزارگر یا غفلت‌کننده به درستی تحول نمی‌یابند. در چنین محیط‌هایی، سیستم تهدید و حفاظت به‌طور مداوم فعال است و سیستم تسکین و امنیت که زیربنای شفقت به خود است، غیرفعال باقی می‌ماند. در نتیجه، این کودکان مهارت تسکین‌دهی به خود را نمی‌آموزند و به جای آن، صدای انتقادگر، طردکننده و تنبیه‌گر والدین را درونی‌سازی می‌کنند (32، 6). این ناتوانی در شفقت‌ورزی، مستقیماً منجر به دشواری در تنظیم هیجان می‌شود. تنظیم هیجان که شامل فرآیندهای شناسایی، پذیرش و تعدیل پاسخ‌های هیجانی است، عاملی کلیدی در سلامت روان محسوب می‌شود و ناتوانی در آن، هسته اصلی اختلالاتی همچون افسردگی است. در این میان، شفقت به خود به‌عنوان یک ظرفیت شناختی و هیجانی، ابزاری قدرت‌مند برای بهبود تنظیم هیجان است. این فرآیند مستقیماً به نقص در تنظیم سازگارانه هیجان می‌انجامد. از آنجا که تنظیم هیجان فرآیندی کلیدی در سلامت روان است، ناتوانی در آن هسته اصلی آسیب‌پذیری نسبت به افسردگی را شکل می‌دهد.
در غیاب شفقت به خود، افراد آسیب‌دیده از تروما هنگام مواجهه با تنش‌های بزرگسالی، به‌جای استفاده از راهبردهای سازگارانه (پذیرش ذهن‌آگاهانه و مهربانی با خود)، به ابزارهای ناسازگار مانند سرکوب، اجتناب شناختی و نشخوار فکری متوسل می‌شوند. نشخوار فکری مداوم درباره تروما و پیامدهای آن، برانگیختگی فیزیولوژیکی و هیجانی منفی را مزمن کرده و مستقیماً به بروز علائم افسردگی دامن می‌زند (33، 6). بنابراین، تجارب ناگوار کودکی از طریق تخریب زیربنای شفقت به خود، فرد را خلع سلاح کرده و او را در برابر افسردگی آسیب‌پذیر می‌سازند.
بنابراین، مراکز مشاوره و سلامت روان دانشگاهی می‌توانند با غربالگری اولیه دانشجویان از نظر سابقه تجارب ناگوار کودکی، افراد در معرض خطر را شناسایی کنند. همچنین، طراحی کارگاه‌های پیشگیرانه و مداخله‌ای مبتنی بر درمان متمرکز بر شفقت (Compassion-Focused Therapy; CFT) و ذهن‌آگاهی می‌تواند به تقویت سیستم تسکین درونی و کاهش نشانه‌های افسردگی کمک کند.
در پایان، لازم به ذکر است که تفسیر یافته‌های پژوهش حاضر می‌بایست در پرتو برخی محدودیت‌ها صورت پذیرد. نخست، طرح پژوهشی از نوع مقطعی است که از استنباط روابط علّی قطعی ناتوان است؛ ازاین رو، انجام مطالعات طولی برای تأیید توالی زمانی متغیرها ضروری به نظر می‌رسد. دوم، جامعه آماری به دانشجویان محدود شده است که تعمیم‌پذیری نتایج به جمعیت عمومی، گروه‌های بالینی و سایر رده‌های سنی را با احتیاط مواجه می‌سازد. سوم، گردآوری داده‌ها مبتنی بر ابزارهای خودگزارشی بوده که احتمال بروز سوءگیری‌هایی نظیر مطلوبیت اجتماعی در پاسخ‌ها وجود دارد. بنابراین، توصیه می‌شود در پژوهش‌های آتی با استفاده از نمونه‌های متنوع‌تر، طرح‌های طولی و روش‌های چندگانه سنجش، اعتبار و قابلیت تعمیم یافته‌ها افزایش یابد.
نتیجه‌گیری
یافته‌های پژوهش حاضر نشان داد که تجارب ناگوار دوران کودکی از طریق کاهش خودشفقت‌ورزی با افزایش نشانه‌های افسردگی در دانشجویان ارتباط دارد و خودشفقت‌ورزی در این رابطه نقش میانجی کامل ایفا می‌کند. از نظر کاربردی و مبتنی بر یافته‌های همین مطالعه، پیشنهاد می‌شود که مراکز مشاوره دانشگاهی با غربالگری دانشجویان دارای سابقه تجارب ناگوار کودکی، افراد در معرض خطر را شناسایی کرده و با طراحی کارگاه‌های آموزشی مبتنی بر شفقت، به تقویت خودشفقت‌ورزی و کاهش نشانه‌های افسردگی در این گروه بپردازند.
تشکر و قدردانی
از تمامی شرکت‌کنندگانی که با پاسخگویی به پرسش‌نامه‌ها و اختصاص وقت خود، ما را در گردآوری داده‌های این پژوهش یاری نمودند، کمال تشکر را داریم. همچنین، از واحد توسعه تحقیقات بالینی بیمارستان‌های کارگرنژاد و متینی کاشان، که تسهیل‌گری اجرایی و هماهنگی لازم برای انجام این مطالعه را بر عهده داشتند، صمیمانه قدردانی می‌شود.
حامی مالی: حمایت مالی این پژوهش توسط معاونت پژوهشی دانشگاه علوم پزشکی کاشان (شماره گرنت ۴۰۳۱37) انجام شده است.
ملاحظات اخلاقی (کد اخلاق): این مقاله حاصل طرح تحقیقاتی مصوب دانشگاه علوم پزشکی کاشان با کد اخلاق به شماره (IR.KAUMS.MEDNT.REC.1403.184) از کمیته ملّی اخلاق دانشگاه علوم پزشکی کاشان است. همچنین، از جمله اصول اخلاقی لحاظ شده در این مطالعه اختیاری بودن مشارکت شرکت کنندگان در پژوهش، رعایت اصول رازداری و جلب رضایت آگاهانه آزمودنی‌ها بوده است.
تعارض در منافع: نویسندگان این مقاله اظهار می دارند که هیچ گونه تضاد منافعی وجود ندارد.
مشارکت نویسندگان:
- طراحی ایده: ریحانه سادات حسنی و زهرا زنجانی
- روش کار: زهرا زنجانی، ریحانه سادات حسنی
- جمع‌آوری داده: ریحانه سادات حسنی
- تجزیه و تحلیل داده ها: ریحانه سادات حسنی
- نظارت: زهرا زنجانی
- مدیریت پروژه: زهرا زنجانی
- نگارش - پیش‌نویس اصلی: ریحانه سادات حسنی
- نگارش - بررسی و ویرایش: زهرا زنجانی، ریحانه سادات حسنی
نتایج حاصل از تحلیل داده‌ها نشان داد که شفقت به خود نقش میانجی معناداری در ارتباط میان تجارب ناگوار دوران کودکی و نشانه‌های افسردگی ایفا می‌کند. این یافته به این معنی است که افرادی که در کودکی تجارب آسیب‌زایی داشته‌اند، سطوح پایین‌تری از شفقت به خود را شکل می‌دهند و این فقدان مهربانی با خود، عاملی کلیدی در بروز و تداوم علائم افسردگی در آنان است. به زبان ساده، اثر منفی تجارب نامطلوب بر سلامت روان، تا حد زیادی از مسیر کاهش شفقت به خود عبور می‌کند.
این یافته با مفاهیم روبه‌رشد ادبیات پژوهشی در سطح داخل و خارج از کشور همسو است. در سطح بین‌المللی، پژوهش اخیر Garbutt و همکاران (28) و مطالعاتی نظیر Huang و همکارش (29) نشان داد که شفقت به خود می‌تواند به‌عنوان یک عامل محافظت‌کننده عمل کند. یافته‌های آن‌ها حاکی از آن بود که اگرچه تجارب ناگوار کودکی منجر به آسیب به خود و دیگران می‌شود، اما شفقت به خود قادر است شدت این اثر منفی را کاهش دهد و مانند یک سپر دفاعی در برابر پیامدهای تروما عمل کند. این مطالعات تأیید می‌کنند که بدرفتاریهای دوران کودکی با تخریب توانایی شفقت‌ورزی، زمینه را برای افسردگی و افکار خودکشی فراهم می‌کند. در ایران نیز پژوهش Farhadi و همکاران نشان داد درمان متمرکز بر شفقت به خود می‌تواند آسیب‌پذیری شناختی در برابر افسردگی را کاهش دهد (30). این یافته مداخله‌ای، تأییدکننده الگوی پژوهش حاضر است؛ زیرا نشان می‌دهد که ارتقاء شفقت به خود می‌تواند چرخه معیوب «تروما-افسردگی» را قطع کند.
در تبیین و توجیه روان‌شناختی این یافته، می‌توان به نظریه دلبستگی (Attachment theory) استناد کرد. بر این اساس، کودکان به‌طور طبیعی هنگام تجربه پریشانی یا تهدید، به‌دنبال نزدیکی به مراقبان اصلی خود می‌روند. تعاملات اولیه با مراقبان، الگوهای کاری درونی را شکل می‌دهد که بر ادراک، هیجان و عملکرد بین‌فردی آتی تأثیر می‌گذارد (13). شفقت به خود ریشه در همین تجربیات اولیه دلبستگی دارد؛ کودکانی که در معرض سوء استفاده عاطفی یا بی‌توجهی قرار می‌گیرند، به دلیل نبود تجربیات مراقبتی پاسخ‌گو و مداوم، ظرفیت درونی‌سازی یک مراقب مهربان و تسکین دهنده را از دست می‌دهند و در نتیجه ظرفیت آن‌ها برای شفقت‌ورزی به خود مختل می‌گردد (31).
علاوه بر این، با توجه به نظریه شفقت به خود Neff و مدل تحولی شفقت Gilbert، سیستم‌های تحولی تنظیم هیجان در محیط‌های آزارگر یا غفلت‌کننده به درستی تحول نمی‌یابند. در چنین محیط‌هایی، سیستم تهدید و حفاظت به‌طور مداوم فعال است و سیستم تسکین و امنیت که زیربنای شفقت به خود است، غیرفعال باقی می‌ماند. در نتیجه، این کودکان مهارت تسکین‌دهی به خود را نمی‌آموزند و به جای آن، صدای انتقادگر، طردکننده و تنبیه‌گر والدین را درونی‌سازی می‌کنند (32، 6). این ناتوانی در شفقت‌ورزی، مستقیماً منجر به دشواری در تنظیم هیجان می‌شود. تنظیم هیجان که شامل فرآیندهای شناسایی، پذیرش و تعدیل پاسخ‌های هیجانی است، عاملی کلیدی در سلامت روان محسوب می‌شود و ناتوانی در آن، هسته اصلی اختلالاتی همچون افسردگی است. در این میان، شفقت به خود به‌عنوان یک ظرفیت شناختی و هیجانی، ابزاری قدرت‌مند برای بهبود تنظیم هیجان است. این فرآیند مستقیماً به نقص در تنظیم سازگارانه هیجان می‌انجامد. از آنجا که تنظیم هیجان فرآیندی کلیدی در سلامت روان است، ناتوانی در آن هسته اصلی آسیب‌پذیری نسبت به افسردگی را شکل می‌دهد.
در غیاب شفقت به خود، افراد آسیب‌دیده از تروما هنگام مواجهه با تنش‌های بزرگسالی، به‌جای استفاده از راهبردهای سازگارانه (پذیرش ذهن‌آگاهانه و مهربانی با خود)، به ابزارهای ناسازگار مانند سرکوب، اجتناب شناختی و نشخوار فکری متوسل می‌شوند. نشخوار فکری مداوم درباره تروما و پیامدهای آن، برانگیختگی فیزیولوژیکی و هیجانی منفی را مزمن کرده و مستقیماً به بروز علائم افسردگی دامن می‌زند (33، 6). بنابراین، تجارب ناگوار کودکی از طریق تخریب زیربنای شفقت به خود، فرد را خلع سلاح کرده و او را در برابر افسردگی آسیب‌پذیر می‌سازند.
بنابراین، مراکز مشاوره و سلامت روان دانشگاهی می‌توانند با غربالگری اولیه دانشجویان از نظر سابقه تجارب ناگوار کودکی، افراد در معرض خطر را شناسایی کنند. همچنین، طراحی کارگاه‌های پیشگیرانه و مداخله‌ای مبتنی بر درمان متمرکز بر شفقت (Compassion-Focused Therapy; CFT) و ذهن‌آگاهی می‌تواند به تقویت سیستم تسکین درونی و کاهش نشانه‌های افسردگی کمک کند.
در پایان، لازم به ذکر است که تفسیر یافته‌های پژوهش حاضر می‌بایست در پرتو برخی محدودیت‌ها صورت پذیرد. نخست، طرح پژوهشی از نوع مقطعی است که از استنباط روابط علّی قطعی ناتوان است؛ ازاین رو، انجام مطالعات طولی برای تأیید توالی زمانی متغیرها ضروری به نظر می‌رسد. دوم، جامعه آماری به دانشجویان محدود شده است که تعمیم‌پذیری نتایج به جمعیت عمومی، گروه‌های بالینی و سایر رده‌های سنی را با احتیاط مواجه می‌سازد. سوم، گردآوری داده‌ها مبتنی بر ابزارهای خودگزارشی بوده که احتمال بروز سوءگیری‌هایی نظیر مطلوبیت اجتماعی در پاسخ‌ها وجود دارد. بنابراین، توصیه می‌شود در پژوهش‌های آتی با استفاده از نمونه‌های متنوع‌تر، طرح‌های طولی و روش‌های چندگانه سنجش، اعتبار و قابلیت تعمیم یافته‌ها افزایش یابد.
نتیجه‌گیری
یافته‌های پژوهش حاضر نشان داد که تجارب ناگوار دوران کودکی از طریق کاهش خودشفقت‌ورزی با افزایش نشانه‌های افسردگی در دانشجویان ارتباط دارد و خودشفقت‌ورزی در این رابطه نقش میانجی کامل ایفا می‌کند. از نظر کاربردی و مبتنی بر یافته‌های همین مطالعه، پیشنهاد می‌شود که مراکز مشاوره دانشگاهی با غربالگری دانشجویان دارای سابقه تجارب ناگوار کودکی، افراد در معرض خطر را شناسایی کرده و با طراحی کارگاه‌های آموزشی مبتنی بر شفقت، به تقویت خودشفقت‌ورزی و کاهش نشانه‌های افسردگی در این گروه بپردازند.
تشکر و قدردانی
از تمامی شرکت‌کنندگانی که با پاسخگویی به پرسش‌نامه‌ها و اختصاص وقت خود، ما را در گردآوری داده‌های این پژوهش یاری نمودند، کمال تشکر را داریم. همچنین، از واحد توسعه تحقیقات بالینی بیمارستان‌های کارگرنژاد و متینی کاشان، که تسهیل‌گری اجرایی و هماهنگی لازم برای انجام این مطالعه را بر عهده داشتند، صمیمانه قدردانی می‌شود.
حامی مالی: حمایت مالی این پژوهش توسط معاونت پژوهشی دانشگاه علوم پزشکی کاشان (شماره گرنت ۴۰۳۱37) انجام شده است.
ملاحظات اخلاقی (کد اخلاق): این مقاله حاصل طرح تحقیقاتی مصوب دانشگاه علوم پزشکی کاشان با کد اخلاق به شماره (IR.KAUMS.MEDNT.REC.1403.184) از کمیته ملّی اخلاق دانشگاه علوم پزشکی کاشان است. همچنین، از جمله اصول اخلاقی لحاظ شده در این مطالعه اختیاری بودن مشارکت شرکت کنندگان در پژوهش، رعایت اصول رازداری و جلب رضایت آگاهانه آزمودنی‌ها بوده است.
تعارض در منافع: نویسندگان این مقاله اظهار می دارند که هیچ گونه تضاد منافعی وجود ندارد.
مشارکت نویسندگان:
- طراحی ایده: ریحانه سادات حسنی و زهرا زنجانی
- روش کار: زهرا زنجانی، ریحانه سادات حسنی
- جمع‌آوری داده: ریحانه سادات حسنی
- تجزیه و تحلیل داده ها: ریحانه سادات حسنی
- نظارت: زهرا زنجانی
- مدیریت پروژه: زهرا زنجانی
- نگارش - پیش‌نویس اصلی: ریحانه سادات حسنی
- نگارش - بررسی و ویرایش: زهرا زنجانی، ریحانه سادات حسنی
References
1. Watters ER, Aloe AM, Wojciak AS. Examining the Associations between Childhood Trauma, Resilience, and Depression: A Multivariate Meta-Analysis. Trauma Violence Abuse 2023; 24(1): 231-44.
2. Mahdavinoor SMM, Moghimi B, Mollaei A, Teimouri M, Abedi Yarandi MS, Loveneh Nasab P. Prevalence and factors related with depression in Iranian university students: a large sample cross-sectional study. Middle East Curr Psychiatry 2025; 32(1): 24.
3. Miri M, Rezaeian M, Ghasemi SA. A systematic review on the prevalence and causes of suicide (thoughts and actions) in Iranian school and university students. J Rafsanjan Univ Med Sci 2022; 21(5): 551-74.
4. Tanner MA, Francis SE. Protective Factors for Adverse Childhood Experiences: The Role of Emotion Regulation and Attachment. J Child FAM Stud 2025; 34(1): 25-40.
5. Zhang H, Li J, Sun B, Wei Q. Effects of childhood maltreatment on self-compassion: A systematic review and meta-analysis. Trauma Violence Abuse 2023; 24(2): 873-85.
6. Neff K. Self-compassion: An alternative conceptualization of a healthy attitude toward oneself. Self and Identity 2003; 2(2): 85-101.
7. Wong TK, Hamza CA. A Longitudinal and Within-Person Perspective on Self-Compassion and Internalizing Symptoms in Emerging Adults: The Mediating Role of Emotion Regulation. Emerg Adulthood. 2024;12(5):791-806.
8. Petrova K, Gross JJ. Emotion Regulation in Self and Others. In: Emotion Regulation and Parenting. Cambridge: Cambridge University Press; 2023. p. 1-23.
9. Hazzard VM, Yoon C, Emery RL, Mason SM, Crosby RD, Wonderlich SA. Adverse childhood experiences in relation to mood-, weight-, and eating-related outcomes in emerging adulthood: Does self-compassion play a buffering role? Child Abuse Negl 2021; 122: 105307.
10. Chi X, Jiang W, Guo T, Hall DL, Luberto CM, Zou L. Relationship between adverse childhood experiences and anxiety symptoms among Chinese adolescents: The role of self-compassion and social support. Curr Psychol 2022; 41(1): 1-13.
11. Boncea CM, Oltean LE, Șoflău R. Gentle voices within harsh environments: a longitudinal study focused on childhood adversity, self-compassion, depression and anxiety. Curr Psychol. 2026;1-18.
12. Hekmati I, Karimi A. The Mediating Role of Self-Criticism and Self-Compassion in the Relationship between Adverse Childhood Experiences and Students’ Depression. Psychol Stud
2025; 21(1): 45-60.
13. Xie Y, Tian X, Wan X, Zhang Y, Guo Y. Childhood psychological maltreatment subtypes and depression among Chinese college students: the role of self-compassion and perceived negative attention bias. BMC Psychol 2025; 13(1): 321.
14. Kline RB. Principles and Practice of Structural Equation Modeling. 5th ed. New York, NY: Guilford Publications; 2024. p. 114, 303-15.
15. Chomeya R, Tayraukham S. Sample Size Determination Techniques for Behavioral Sciences Research. J Humanit Soc Sci Mahasarakham Univ 2023; 42(3): 15-25.
16. Beck AT, Steer RA, Brown G. Beck Depression Inventory–II (BDI-II). 2nd ed. San Antonio, TX: Psychological Corporation; 1996. p. 1-25.
17. Steer RA, Rissmiller DJ, Beck AT. Use of the Beck Depression Inventory-II with depressed geriatric inpatients. Behav Res Ther 2000; 38(3): 311-8.
18. Rajabi G, Karju Kasmai S. Psychometric properties of a Persian language version of the beck depression inventory second edition. Quarterly of Educational Measurement 2012; 3(10): 139-158.
19. Bernstein DP, Stein JA, Newcomb MD, Walker E, Pogge D, Ahluvalia T, et al. Development and validation of a brief screening version of the Childhood Trauma Questionnaire. Child Abuse Negl 2003; 27(2): 169-190.
20. Ebrahimi H, Dejkam M, Seghatoleslam T. Childhood Traumas and Suicide Attempt in adulthood. Iran J Psychiatry Clin Psychol 2014; 19(4): 275-82.
21. Neff K. The Development and Validation of a Scale to Measure Self-Compassion. Self and Identity 2003; 2(3): 223-50.
22. Momeni F, Shahidi S, Mootabi F, Heydari M. Psychometric properties of a Farsi version of the Self-Compassion Scale (SCS). Contemp Psychol 2014; 8(2): 27-40.
23. Tabachnick BG, Fidell LS. Using Multivariate Statistics. 6th ed. Boston, MA: Pearson; 2013. p. 719-21.
24. Baron RM, Kenny DA. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: conceptual, strategic, and statistical considerations. J Pers Soc Psychol 1986; 51(6): 1173-82.
25. 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.
26. Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderator–mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of Personality and Social Psychology, 51(6), 1173–1182.
27. Preacher KJ, Hayes AF. Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models. Behav Res Methods 2008; 40(3): 879-91.
28. Garbutt K, Rennoldson M, Gregson M. Shame and self-compassion connect childhood experience of adversity with harm inflicted on the self and others. J Interpers Violence 2023; 38(11-12): 7193-214.
29. Huang M, Hou J. Childhood maltreatment and suicide risk: The mediating role of self-compassion, mentalization, depression. J Affect Disord 2023; 341: 52-61.
30. Farhadi M, Rahimi H, Zoghi Paydar MR, Yarmohamadi Vasel M. The Effectiveness of Self-Compassion-Focused Therapy on Cognitive Vulnerability to Depression. Iran J Psychiatry Clin Psychol 2023; 18(2): 134-44.
31. Ross ND, Kaminski PL, Herrington R. From childhood emotional maltreatment to depressive symptoms in adulthood: The roles of self-compassion and shame. Child Abuse Negl 2019; 92: 32-42.
32. Gilbert P. Introducing compassion-focused therapy. Adv Psychiatr Treat 2009; 15(3): 199-208.
33. Diedrich A, Grant M, Hofmann SG, Hiller W, Berking M. Self-compassion as an emotion regulation strategy in major depressive disorder. Behav Res Ther. 2014; 58: 43-51.
2. Mahdavinoor SMM, Moghimi B, Mollaei A, Teimouri M, Abedi Yarandi MS, Loveneh Nasab P. Prevalence and factors related with depression in Iranian university students: a large sample cross-sectional study. Middle East Curr Psychiatry 2025; 32(1): 24.
3. Miri M, Rezaeian M, Ghasemi SA. A systematic review on the prevalence and causes of suicide (thoughts and actions) in Iranian school and university students. J Rafsanjan Univ Med Sci 2022; 21(5): 551-74.
4. Tanner MA, Francis SE. Protective Factors for Adverse Childhood Experiences: The Role of Emotion Regulation and Attachment. J Child FAM Stud 2025; 34(1): 25-40.
5. Zhang H, Li J, Sun B, Wei Q. Effects of childhood maltreatment on self-compassion: A systematic review and meta-analysis. Trauma Violence Abuse 2023; 24(2): 873-85.
6. Neff K. Self-compassion: An alternative conceptualization of a healthy attitude toward oneself. Self and Identity 2003; 2(2): 85-101.
7. Wong TK, Hamza CA. A Longitudinal and Within-Person Perspective on Self-Compassion and Internalizing Symptoms in Emerging Adults: The Mediating Role of Emotion Regulation. Emerg Adulthood. 2024;12(5):791-806.
8. Petrova K, Gross JJ. Emotion Regulation in Self and Others. In: Emotion Regulation and Parenting. Cambridge: Cambridge University Press; 2023. p. 1-23.
9. Hazzard VM, Yoon C, Emery RL, Mason SM, Crosby RD, Wonderlich SA. Adverse childhood experiences in relation to mood-, weight-, and eating-related outcomes in emerging adulthood: Does self-compassion play a buffering role? Child Abuse Negl 2021; 122: 105307.
10. Chi X, Jiang W, Guo T, Hall DL, Luberto CM, Zou L. Relationship between adverse childhood experiences and anxiety symptoms among Chinese adolescents: The role of self-compassion and social support. Curr Psychol 2022; 41(1): 1-13.
11. Boncea CM, Oltean LE, Șoflău R. Gentle voices within harsh environments: a longitudinal study focused on childhood adversity, self-compassion, depression and anxiety. Curr Psychol. 2026;1-18.
12. Hekmati I, Karimi A. The Mediating Role of Self-Criticism and Self-Compassion in the Relationship between Adverse Childhood Experiences and Students’ Depression. Psychol Stud
2025; 21(1): 45-60.
13. Xie Y, Tian X, Wan X, Zhang Y, Guo Y. Childhood psychological maltreatment subtypes and depression among Chinese college students: the role of self-compassion and perceived negative attention bias. BMC Psychol 2025; 13(1): 321.
14. Kline RB. Principles and Practice of Structural Equation Modeling. 5th ed. New York, NY: Guilford Publications; 2024. p. 114, 303-15.
15. Chomeya R, Tayraukham S. Sample Size Determination Techniques for Behavioral Sciences Research. J Humanit Soc Sci Mahasarakham Univ 2023; 42(3): 15-25.
16. Beck AT, Steer RA, Brown G. Beck Depression Inventory–II (BDI-II). 2nd ed. San Antonio, TX: Psychological Corporation; 1996. p. 1-25.
17. Steer RA, Rissmiller DJ, Beck AT. Use of the Beck Depression Inventory-II with depressed geriatric inpatients. Behav Res Ther 2000; 38(3): 311-8.
18. Rajabi G, Karju Kasmai S. Psychometric properties of a Persian language version of the beck depression inventory second edition. Quarterly of Educational Measurement 2012; 3(10): 139-158.
19. Bernstein DP, Stein JA, Newcomb MD, Walker E, Pogge D, Ahluvalia T, et al. Development and validation of a brief screening version of the Childhood Trauma Questionnaire. Child Abuse Negl 2003; 27(2): 169-190.
20. Ebrahimi H, Dejkam M, Seghatoleslam T. Childhood Traumas and Suicide Attempt in adulthood. Iran J Psychiatry Clin Psychol 2014; 19(4): 275-82.
21. Neff K. The Development and Validation of a Scale to Measure Self-Compassion. Self and Identity 2003; 2(3): 223-50.
22. Momeni F, Shahidi S, Mootabi F, Heydari M. Psychometric properties of a Farsi version of the Self-Compassion Scale (SCS). Contemp Psychol 2014; 8(2): 27-40.
23. Tabachnick BG, Fidell LS. Using Multivariate Statistics. 6th ed. Boston, MA: Pearson; 2013. p. 719-21.
24. Baron RM, Kenny DA. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: conceptual, strategic, and statistical considerations. J Pers Soc Psychol 1986; 51(6): 1173-82.
25. 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.
26. Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderator–mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of Personality and Social Psychology, 51(6), 1173–1182.
27. Preacher KJ, Hayes AF. Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models. Behav Res Methods 2008; 40(3): 879-91.
28. Garbutt K, Rennoldson M, Gregson M. Shame and self-compassion connect childhood experience of adversity with harm inflicted on the self and others. J Interpers Violence 2023; 38(11-12): 7193-214.
29. Huang M, Hou J. Childhood maltreatment and suicide risk: The mediating role of self-compassion, mentalization, depression. J Affect Disord 2023; 341: 52-61.
30. Farhadi M, Rahimi H, Zoghi Paydar MR, Yarmohamadi Vasel M. The Effectiveness of Self-Compassion-Focused Therapy on Cognitive Vulnerability to Depression. Iran J Psychiatry Clin Psychol 2023; 18(2): 134-44.
31. Ross ND, Kaminski PL, Herrington R. From childhood emotional maltreatment to depressive symptoms in adulthood: The roles of self-compassion and shame. Child Abuse Negl 2019; 92: 32-42.
32. Gilbert P. Introducing compassion-focused therapy. Adv Psychiatr Treat 2009; 15(3): 199-208.
33. Diedrich A, Grant M, Hofmann SG, Hiller W, Berking M. Self-compassion as an emotion regulation strategy in major depressive disorder. Behav Res Ther. 2014; 58: 43-51.
[1]- کارشناسی ارشد روانشناسی بالینی، دانشگاه علوم پزشکی کاشان،کاشان، ایران
[2]- (نویسنده مسئول) مرکز تحقیقات عوامل اجتماعی موثر برسلامت، دانشگاه علوم پزشکی کاشان، کاشان، ایران. گروه روانشناسی بالینی، دانشکده پزشکی، دانشگاه علوم پزشکی کاشان، کاشان، ایران
تلفن: 55109999-031، پست الکترونیکی: z_zanjani2005@yahoo.com
تلفن: 55109999-031، پست الکترونیکی: z_zanjani2005@yahoo.com
[1]- کارشناسی ارشد روانشناسی بالینی، دانشگاه علوم پزشکی کاشان،کاشان، ایران
[2]- (نویسنده مسئول) مرکز تحقیقات عوامل اجتماعی موثر برسلامت، دانشگاه علوم پزشکی کاشان، کاشان، ایران. گروه روانشناسی بالینی، دانشکده پزشکی، دانشگاه علوم پزشکی کاشان، کاشان، ایران
تلفن: 55109999-031، پست الکترونیکی: z_zanjani2005@yahoo.com
تلفن: 55109999-031، پست الکترونیکی: z_zanjani2005@yahoo.com
فهرست منابع
1. Watters ER, Aloe AM, Wojciak AS. Examining the Associations between Childhood Trauma, Resilience, and Depression: A Multivariate Meta-Analysis. Trauma Violence Abuse 2023; 24(1): 231-44.
2. Mahdavinoor SMM, Moghimi B, Mollaei A, Teimouri M, Abedi Yarandi MS, Loveneh Nasab P. Prevalence and factors related with depression in Iranian university students: a large sample cross-sectional study. Middle East Curr Psychiatry 2025; 32(1): 24.
3. Miri M, Rezaeian M, Ghasemi SA. A systematic review on the prevalence and causes of suicide (thoughts and actions) in Iranian school and university students. J Rafsanjan Univ Med Sci 2022; 21(5): 551-74.
4. Tanner MA, Francis SE. Protective Factors for Adverse Childhood Experiences: The Role of Emotion Regulation and Attachment. J Child FAM Stud 2025; 34(1): 25-40.
5. Zhang H, Li J, Sun B, Wei Q. Effects of childhood maltreatment on self-compassion: A systematic review and meta-analysis. Trauma Violence Abuse 2023; 24(2): 873-85.
6. Neff K. Self-compassion: An alternative conceptualization of a healthy attitude toward oneself. Self and Identity 2003; 2(2): 85-101.
7. Wong TK, Hamza CA. A Longitudinal and Within-Person Perspective on Self-Compassion and Internalizing Symptoms in Emerging Adults: The Mediating Role of Emotion Regulation. Emerg Adulthood. 2024;12(5):791-806.
8. Petrova K, Gross JJ. Emotion Regulation in Self and Others. In: Emotion Regulation and Parenting. Cambridge: Cambridge University Press; 2023. p. 1-23.
9. Hazzard VM, Yoon C, Emery RL, Mason SM, Crosby RD, Wonderlich SA. Adverse childhood experiences in relation to mood-, weight-, and eating-related outcomes in emerging adulthood: Does self-compassion play a buffering role? Child Abuse Negl 2021; 122: 105307.
10. Chi X, Jiang W, Guo T, Hall DL, Luberto CM, Zou L. Relationship between adverse childhood experiences and anxiety symptoms among Chinese adolescents: The role of self-compassion and social support. Curr Psychol 2022; 41(1): 1-13.
11. Boncea CM, Oltean LE, Șoflău R. Gentle voices within harsh environments: a longitudinal study focused on childhood adversity, self-compassion, depression and anxiety. Curr Psychol. 2026;1-18.
12. Hekmati I, Karimi A. The Mediating Role of Self-Criticism and Self-Compassion in the Relationship between Adverse Childhood Experiences and Students’ Depression. Psychol Stud
13. 2025; 21(1): 45-60.
14. Xie Y, Tian X, Wan X, Zhang Y, Guo Y. Childhood psychological maltreatment subtypes and depression among Chinese college students: the role of self-compassion and perceived negative attention bias. BMC Psychol 2025; 13(1): 321.
15. Kline RB. Principles and Practice of Structural Equation Modeling. 5th ed. New York, NY: Guilford Publications; 2024. p. 114, 303-15.
16. Chomeya R, Tayraukham S. Sample Size Determination Techniques for Behavioral Sciences Research. J Humanit Soc Sci Mahasarakham Univ 2023; 42(3): 15-25.
17. Beck AT, Steer RA, Brown G. Beck Depression Inventory–II (BDI-II). 2nd ed. San Antonio, TX: Psychological Corporation; 1996. p. 1-25.
18. Steer RA, Rissmiller DJ, Beck AT. Use of the Beck Depression Inventory-II with depressed geriatric inpatients. Behav Res Ther 2000; 38(3): 311-8.
19. Rajabi G, Karju Kasmai S. Psychometric properties of a Persian language version of the beck depression inventory second edition. Quarterly of Educational Measurement 2012; 3(10): 139-158.
20. Bernstein DP, Stein JA, Newcomb MD, Walker E, Pogge D, Ahluvalia T, et al. Development and validation of a brief screening version of the Childhood Trauma Questionnaire. Child Abuse Negl 2003; 27(2): 169-190.
21. Ebrahimi H, Dejkam M, Seghatoleslam T. Childhood Traumas and Suicide Attempt in adulthood. Iran J Psychiatry Clin Psychol 2014; 19(4): 275-82.
22. Neff K. The Development and Validation of a Scale to Measure Self-Compassion. Self and Identity 2003; 2(3): 223-50.
23. Momeni F, Shahidi S, Mootabi F, Heydari M. Psychometric properties of a Farsi version of the Self-Compassion Scale (SCS). Contemp Psychol 2014; 8(2): 27-40.
24. Tabachnick BG, Fidell LS. Using Multivariate Statistics. 6th ed. Boston, MA: Pearson; 2013. p. 719-21.
25. Baron RM, Kenny DA. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: conceptual, strategic, and statistical considerations. J Pers Soc Psychol 1986; 51(6): 1173-82.
26. 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.
27. Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderator–mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of Personality and Social Psychology, 51(6), 1173–1182.
28. Preacher KJ, Hayes AF. Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models. Behav Res Methods 2008; 40(3): 879-91.
29. Garbutt K, Rennoldson M, Gregson M. Shame and self-compassion connect childhood experience of adversity with harm inflicted on the self and others. J Interpers Violence 2023; 38(11-12): 7193-214.
30. Huang M, Hou J. Childhood maltreatment and suicide risk: The mediating role of self-compassion, mentalization, depression. J Affect Disord 2023; 341: 52-61.
31. Farhadi M, Rahimi H, Zoghi Paydar MR, Yarmohamadi Vasel M. The Effectiveness of Self-Compassion-Focused Therapy on Cognitive Vulnerability to Depression. Iran J Psychiatry Clin Psychol 2023; 18(2): 134-44.
32. Ross ND, Kaminski PL, Herrington R. From childhood emotional maltreatment to depressive symptoms in adulthood: The roles of self-compassion and shame. Child Abuse Negl 2019; 92: 32-42.
33. Gilbert P. Introducing compassion-focused therapy. Adv Psychiatr Treat 2009; 15(3): 199-208.
34. Diedrich A, Grant M, Hofmann SG, Hiller W, Berking M. Self-compassion as an emotion regulation strategy in major depressive disorder. Behav Res Ther. 2014; 58: 43-51.
35.
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |