نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشجوی کارشناس ارشد روانشناسی، گروه روانشناسی، واحد خمینی شهر، دانشگاه آزاد اسلامی، خمینی شهر، اصفهان، ایران
2 استادیار گروه روانشناسی، واحد خمینی شهر، دانشگاه آزاد اسلامی، خمینی شهر، اصفهان، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
The purpose of this study was to investigate the effectiveness of mindfulness-based cognitive therapy on self-compassion, Alexithymia, and cognitive distortion of students with Love Trauma Syndrome. The statistical population of this research includes women students with love trauma syndrome in Azad University Qazvin who were studying in 1399-1400. The sample of the present study was selected through a call and voluntarily from female students who experienced love failure in their lives and People who got a score above 20. People selected the final sample and then these people were randomly assigned to the experimental and control groups. In this study, to collect data, self-compassion Neff (2003) questionnaire, cognitive distortion Elis (1998) questionnaire, and Alexithymia Toronto (1994) questionnaire were used. Also in this study, multivariate analysis of covariance was used to analyze the data. The results of data analysis showed that mindfulness-based cognitive therapy training had a significant effect on self-compassion, Alexithymia, and cognitive distortions of women students with Love Trauma Syndrome (p <0.001). The results of the study showed that counselors and psychologists can use mindfulness-based cognitive therapy to increase their compassion, reduce emotional distress, and cognitive distortion in students with Love Trauma Syndrome.
کلیدواژه‌ها [English]
دورۀ جوانی مرحلۀ منحصربه‌فرد رشدی است که دربرگیرندۀ دورۀ گذار از نوجوانی به بزرگسالی است. در طی این دوره بسیاری از دختران و پسران جوان درگیر روابط عاشقانه می‌شوند (ولیداسمیت[1]، 2013). برقراری روابط بین دختران و پسران در دورۀ جوانی از اهمیت بسیار زیادی برخوردار است؛ به‌گونه‌ای‌که در این دوره بین جوانان وابستگی‌های عاطفی شدیدی ایجاد می‌شود و ناتوانی در برقراری یک رابطۀ مؤثر و شکست در این رابطه می‌تواند زمینه‌ساز مشکلات فراوانی برای جوانان شود (صادقی، 1396). نشانگان ضربۀ عشق که دربرگیرندۀ مجموعه‌ای از علائم و نشانه‌های پیچیده و شدید است، به‌دنبال جدایی در روابط عاشقانه ایجاد می‌شود و باعث مختل‌شدن عملکرد فرد در حوزه‌های مختلف زندگی فردی، اجتماعی، شغلی و خانوادگی می‌شود (راس، 2007). شکست در روابط عاشقانه بخشی طبیعی از زندگی انسان در نظر گرفته می‌شود؛ اما این تجربه برای بسیاری از افراد با حالات هیجانی و شناختی ناکارآمد مانند غم، اندوه، دل‌شکستگی، استرس و افکار منفی فراوانی همراه است (مکرنان[2] و همکاران، 2018). افرادی که در زندگی خود شکست عشقی را تجربه کردهاند، افکار و باورهای منفی و تحریف‌شده‌ای دربارۀ خود و دیگران دارند، احساس ناامیدی و طردشدگی می‌کنند، خود را سرزنش و انتقاد می‌کنند، میزان شفقت از خود در آنها پایین است و در شناسایی، توصیف و تنظیم احساسات خود با مشکلاتی روبه‌رو هستند (هانگ[3] و همکاران، 2019؛ قاضی‌نژاد و همکاران، 1399).
از دهۀ گذشته مطالعات گسترده‌ای به بررسی متغیر شفقت خود[4] در حوزه‌های مختلف زندگی پرداخته است (فراری[5] و همکاران، 2019). شفقت خود، قضاوت‌نکردن شکست‌ها، رنج‌ها و نواقص خود و دیگران است همراه با گشودگی و پذیرش آنها به‌عنوان افرادی که نقاط مثبت و منفی متعددی در زندگی دارند (نف و گرمر[6]، 2013). امان الهی، تردست و اصلانی (1393) در پژوهشی عنوان کردند که بین شفقت خود و نشانگان ضربۀ عشقی در افرادی با تجربۀ شکست عشقی ارتباط وجود دارند و ذهن‌آگاهی، خودمهربانی، شناخت بیش‌ازحد، خودقضاوتی و اشتراکات انسانی پیش‌بین‌های معناداری برای نشانگان ضربۀ عشقی هستند. باکر و مکنالتی[7] (2011) در پژوهش خود گزارش کردند که افرادی با شفقت خود بالا، تمایل و انگیزۀ زیادی برای اصلاح اشتباهات بین‌فردی خود دارند، از روش‌های سازگارانۀ حل مسئله استفاده می‌کنند و به انطابق و سازگاری بیشتری در زندگی خود دست پیدا کردهاند. باتوجه‌به مطالعات پیشین، ازآنجایی‌که وجود ضربۀ عشقی، افزایش یا کاهش ناگویی هیجانی، تحریف شناختی و شفقت با خود بر سلامت روان و عملکرد افراد تأثیرگذار است، انجام مداخلات درمانی بر روی این افراد و کمک برای بهبود این مؤلفه‌ها ضروری به نظر می‌رسد.
یکی از مؤلفه‌هایی که به نظر می‌رسد به‌واسطۀ شکست عشقی در جوانان و دانشجویان ایجاد می‌شود، ناتوانی آنها در شناسایی، درک، پردازش و تنظیم هیجان یا به‌طورکلی ناگویی هیجانی است (هانگ و همکاران، 2019). اصطلاح ناگویی هیجانی[8] را نخستین بار سیفنئوس در سال ۱۹۷۳ به‌عنوان یک صفت شخصیتی که با ناتوانی در پردازش و تشخیص هیجانات فرد مشخص می‌شود، توصیف کرد. به‌طور ویژه، ناگویی هیجانی به دشواری در شناسایی احساسات و کاهش توانایی در تشخیص آنها اشاره دارد (پریس[9] و همکاران، 2017). کالتر[10] و همکاران (2009) در پژوهش خود گزارش کردند که در دانشجویان دانشگاه، بین سطوح بالای ناگویی هیجانی با تنهایی و بی‌اعتمادی بین‌فردی ارتباط معناداری وجود دارد. با بررسی مؤلفۀ ناگویی هیجانی در بستر تعاملات بین‌فردی و حوزۀ سلامت روان نشان داده شد ناگویی هیجانی با دامنۀ وسیعی از مشکلات بین‌فردی روان‌شناختی مانند نارضایتی از نزدیکی، ترس از صمیمیت، سبک دلبستگی ناایمن، اولویت‌نداشتن روابط بین‌فردی سطوح پایین احساسات ادراک‌شده، نقص در توانایی تشخص و برچسب‌زنی حالات هیجانی چهره و ناتوانی در همدلی مرتبط است. این افراد از اضطراب و افسردگی رنج می‌برند و افکار و اقدامات خودکشی و رفتارهای پرخاشگرانه بیشتری دارند (سیگالا و همکاران، 2021؛ همینگ[11]، 2019).
در سال‌های اخیر، پژوهشگران به مطالعۀ تحریف شناختی در افرادی که دچار شکست عشقی شده بودند و نشانگان شکست عشقی را تجربه کردند، پرداختند و به این نتیجه رسیدند که این افراد در زندگی خود و به‌دنبال شکست عشقی، درگیر باورهای غیرمنطقی و تحریف‌های شناختی[12] شده‌اند (قاضی‌نژاد و همکاران، 1399). تحریف‌های شناختی دربرگیرندۀ سوگیری‌های منفی در تفکر است که عامل خطر و آسیب‌پذیری در ابتلا به اختلالات روان‌پزشکی و سایر مشکلات روان‌شناختی است (رنیک و همکاران[13]، 2016). قاضی‌نژاد و همکاران (1399) در پژوهش خود به این نتیجه دست یافتند که افرادی با نشانگان ضربۀ عشقی، بعد از تجربۀ شکست روابط عاشقانه از تحریف‌های شناختی بزرگ‌نمایی، تعمیم‌دهی و شخصی‌سازی استفاده می‌کنند. تحریف شناختی باعث کاهش احساس ارزشمندی در فرد می‌شود، به درماندگی فرد در تغییر شرایط محیطی منجر می‌شود و فرد را از آینده ناامید می‌کند (برشاک[14]، 2010). مطالعات گذشته حاکی از آن است که تحریف شناختی با افسردگی (باتینا[15] و همکاران، 2020)، رفتارهای خودکشی (هیمان و همکاران، 2014) و اختلالات اضطرابی (کورو[16] و همکاران، 2017) مرتبط است.
در سال‌های اخیر، یکی از رویکردهای درمانی که بسیاری از پژوهشگران اثربخشی آن در حوزه‌های مختلف را بررسی کردهاند، درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی است (فراسدوتیر و دورجی، 2019). درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی[17] را نخستین بار تیزدل و همکارانش در سال 1992 با ترکیب اصول و مؤلفه‌های درمان برنامۀ کاهش استرس مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی کاباتزین و درمان شناختی بک پایه‌ریزی کردند (سگال و همکاران[18]، 2013). این رویکرد درمانی از ۸ جلسه تشکیل شده است که عناصر درمان شناختی‌رفتاری برای افسردگی را با اصول و مهارت‌های ذهن‌آگاهی ادغام کرده است. هدف اصلی درمان شناختی‌رفتاری مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی این است که شرکت‌کنندگان بتوانند با افکار، احساسات و حالات بدنی خود ارتباط برقرار کنند و چرخه‌های ناکارآمد عادتی مانند نشخوار فکری، بدتنظیمی هیجان و خودانتقادگری را که باعث می‌شود آنها درمقابل افسردگی و سایر اختلالات روان‌شناختی آسیب‌پذیر باشند، کنار بگذارد (کرسول[19]، 2019؛ سگال و همکاران، 2013). گودرزی (1393) در پژوهش خود عنوان کرد که درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی بر کاهش نشانگان سوگ تجربه‌شده در دختران دارای تجربۀ شکست عشقی نتیجه‌بخش بوده است. به‌طورکلی درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی به‌عنوان یکی از رویکردهای موج سوم درمان‌های شناختی‌رفتاری بر دامنۀ وسیعی از مشکلات و اختلالات روان‌شناختی مانند افسردگی، اضطراب، استرس، سوءمصرف مواد اثربخش بوده است (فراس دوتیر و دورجی[20]، 2019؛ دلیلی و بیاضی، 2019).
مطالعات پیشین حاکی از اثربخشی این رویکرد درمانی بر بهبود ناگویی هیجانی (بورنیمن و سینگر، 2017؛ دالوند، 1397)، شفقت خود (فروغی و همکاران، 2020؛ فراس دوتیر و دورجی، 2019) و کاهش تحریف شناختی (حشمتی و همکاران، 2015؛ صالح‌پور و همکاران، 1398) بود.
دانشجویان دارای نشانگان ضربۀ عشق با مشکلات متعددی در حوزه‌های مختلف زندگی روبه‌رو هستند (صادقی، 1396)؛ به‌همین‌دلیل، انجام مداخلات درمانی مناسب اهمیت بسزایی دارد. درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی به‌واسطۀ تأکید بر افکار و مهارت‌های ذهن‌آگاهی توانسته است کارایی خود در جنبه‌های گوناگون مطالعات زندگی انسان نشان دهد. با مطالعۀ پیشینه مشخص شد که در پژوهش‌های اندکی اثربخشی این رویکرد درمانی بر روی افراد دارای نشانگان ضربۀ عشقی انجام شده است. مشکلات افرادی با نشانگان شکست عشقی عمدتاً شامل انتقاد از خود، افکار و باورهای غیرمنطقی دربارۀ جدایی و دشواری در توصیف احساسات است (قاضی‌نژاد و همکاران، 1399) و ازآنجایی‌که این رویکرد درمانی بر گشودگی، مهربانی، عدم‌ارزیابی، ذهن‌آگاهی به افکار و احساسات تأکید دارد، به نظر می‌رسد می‌تواند رویکرد درمانی مناسبی برای این افراد باشد (کرسول، 2019). ازسوی‌دیگر، طبق بررسی‌های صورت‌گرفته، تاکنون در یک مطالعه و بر روی یک جمعیت مشخص اثربخشی درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی بر ناگویی هیجانی، شفقت خود و تحریف شناختی پژوهش نشده است؛ به‌همین‌دلیل، پژوهش حاضر از این بُعد نوآوری دارد؛ بنابراین، هدف از پژوهش حاضر مطالعۀ اثربخشی درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی بر ناگویی هیجانی، شفقت خود و تحریف شناختی دانشجویان دارای نشانگان ضربۀ عشق بود. به‌طورکلی، پژوهش حاضر در صدد بررسی فرضیه‌های زیر است:
1-درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی بر شفقت خود دانشجویان دختر دارای نشانگان ضربۀ عشقی تأثیر دارد.
2-درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی بر ناگویی هیجانی دانشجویان دختر دارای نشانگان ضربۀ عشقی تأثیر دارد.
3-درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی بر تحریف شناختی دانشجویان دختر دارای نشانگان ضربۀ عشقی تأثیر دارد.
روش
باتوجه‌به موضوع و فرضیه‌های موجود، رویکرد پژوهش حاضر کمّی و از نوع مطالعات نیمه‌آزمایشی و طرح پیش‌آزمون‌ـ‌پس‌آزمون با گروه گواه بود. جامعۀ آمـاری این پـژوهـش شامل تمامی دانشجویان دارای نشانگان ضربۀ عشق دانشگاه آزاد شهر قزوین بود که در سال ۱۴۰۰-۱۳۹۹ مشغول به تحصیل بودند. جامعۀ هدف پژوهش حاضر دانشجویان دختر بود؛ براین‌اساس، ازطریق فراخوانی در گروه‌های مجازی دانشگاه 88 نفر از دانشجویان دختر که در زندگی خود شکست عشقی را تجربه کرده بودند، نمونۀ پژوهش تعیین شد. سپس از بین افرادی که نمرۀ بالای 20 در پرسشنامۀ نشانگان ضربۀ عشقی راس (1999) کسب کردند، 30 نفر به‌عنوان نمونۀ پژوهش انتخاب شدند که با روش جایگزینی تصادفی در دو گروه آزمایش و گواه گمارده شدند. در ادامه، افراد نمونه پرسشنامه‌های ناگویی هیجانی، شفقت خود و تحریف شناختی را تکمیل کردند. پس از آن، افراد گروه آزمایش 8 جلسۀ درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی را به‌صورت گروهی دریافت کردند؛ اما افراد گروه گواه، درمانی دریافت نکردند. با پایان‌یافتن جلسات گروه آزمایش، هر دو گروه در مرحلۀ پس‌آزمون پرسشنامه‌های پژوهش را تکمیل کردند. در این پژوهش برای تجزیه‌وتحلیل داده‌ها از نرم‌افزار spss-24 و تحلیل کوواریانس چندمتغیره در سطح معنی‌داری 05/0 استفاده شد.
پرسشنامۀ نشانگان ضربۀ عشق راس (1999): راس (1999) این پرسشنامه را برای سنجش شدت ضربۀ عشق تهیه شده است و شامل 10 مادۀ چهارگزینه‌ای (اصلاً، گاهی، اغلب، اکثر اوقات) است که بین 0 تا 3 نمره‌گذاری می‌شود. این پرسشنامه یک ارزیابی کلی از میزان آشفتگی جسمی، هیجانی، شناختی و رفتاری فراهم می‌کند. نمرۀ 20 به‌عنوان نقطۀ برش در این ابزار در نظر گرفته شده است (راس، 2007). ضریب همسانی درونی (ضریب آلفا) این پرسشنامه در یک گروه 48نفری از جمعیت دانشجویی 81/0 است. در پژوهش امان الهی و همکاران (1393) برای بررسی روایی، به مطالعۀ همبستگی بین نشانگان ضربۀ عشق و پرسشنامۀ افسردگی بک و پرسشنامۀ اضطراب حالت و صفت پرداخته شد. ضریب همبستگی بین نشانگان ضربۀ عشق و افسردگی برابر با 64/0 و با پرسشنامۀ اضطراب حالت و صفت برابر با 61/0 بود که این نتایج حاکی از روایی هم‌زمان این مقیاس است. مقدار آلفای کرونباخ پرسشنامۀ نشانگان ضربۀ عشقی در پژوهش حاضر برابر با 795/0 محاسبه شده است.
پرسشنامۀ ناگویی هیجانی: پرسشنامۀ ناگویی هیجانی تورنتو (بگبی، 1994) یک آزمون 20سؤالی است. این ابزار در یک طیف لیکرت پنج‌درجه‌ای از نمرة 1 (کاملاً مخالف) تا نمرة 5 (کاملاً موافق) سنجیده می‌شود و گویه‌های 4، 5، 10، 18 و 19 به‌صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شوند. ضرایب آلفای کرونباخ برای ناگویی هیجانی برابر با 85/0 محاسبه شد که نشانۀ همسانی درونی خوب مقیاس است. روایی هم‌زمان مقیاس ناگویی هیجانی تورنتو_20 برحسب همبستگی بین زیرمقیاس‌های این آزمون و مقیاس‌های هوش هیجانی، بهزیستی روان‌شناختی و درماندگی روان‌شناختی بررسی و تأیید شد. نتایج ضرایب همبستگی پیرسون نشان داد بین نمرۀ آزمودنی‌ها در پرسشنامۀ ناگویی هیجانی کل با هوش هیجانی (001/0>p، 80/0- = r)، بهزیستی روان‌شناختی (001/0>p، 78/0- = r) و درماندگی روان‌شناختی (001/0>p، 44/0 = r) همبستگی معنادار وجود دارد که بیانگر روایی مطلوب این مقیاس است (بشارت، 1388). ضریب آلفای کرونباخ در پژوهش حاضر برای این پرسشنامه 945/0 به دست آمده است.
پرسشنامۀ شفقت خود: پرسشنامۀ شفقت به خود (SCS) یک مقیاس 26سؤالی است که نف (2003) آن را برای سنجش میزان شفقت به خود ساخته است. سؤال‌های آزمون در اندازه‌های 5درجه‌ای لیکرت از نمرۀ تقریباً هرگز (1) تا تقریباً همیشه (5) سنجیده می‌شود. ویژگی‌های روان‌سنجی مقیاس در پژوهش‌های خارجی تأیید شده است. ضریب همبستگی عامل‌های شش‌گانۀ این مقیاس و شفقت خود (مقیاس کل) در سطح 001/0 تأیید شده است (نف، 2003). همچنین، مطالعۀ خسروی، صادقی و یابنده (1392) نشان داد آلفای کرونباخ برای پرسشنامۀ شفقت به خود (SCS) 76/0 شده و این میزان گویای همسانی درونی مطلوب سؤالات پرسشنامه است. میزان آلفای کرونباخ پرسشنامۀ شفقت خود در پژوهش حاضر برابر با 829/0 بود.
پرسشنامۀ تحریف شناختی: ایـن پرسشنامه شـامل 20 عبارت است که به سنجش تحریف‌های شناختی الیس (1998) با هدف دست‌یابی بـه ابـزاری آسـان بـرای آگـاهی از تحریف‌های شناختی استفاده شده است. این پرسشنامه در یک طیف لیکرت 5درجه‌ای از کاملاً مخالفم (1) تا کاملاً موافقم (5) نمره‌گذاری می‌شود. از آزمون آلفای کرونباخ برای تعیین همسانی درونی پرسشنامه استفاده شد. ضریب آلفای کرونباخ به‌دست‌آمده به‌صورت استاندارد در این پرسشنامه برابر با 8/0 است که می‌توان نتیجه گرفت پرسشنامه از پایایی مناسبی برخوردار است. بهاری و همکاران (1388) پایایی کل این ابزار را بر یک نمونۀ آماری که متشکل از 60 زوج بود، 67/0 به دست آورده‌اند که بیانگر پایایی قابل‌قبول این مقیاس است. در این پژوهش برای بررسی روایی پرسشنامه از تحلیل آماری استفاده شد و بیان شد که این پرسشنامه از روایی مطلوب برخوردار است. ضریب آلفای کرونباخ برای این پرسشنامه در پژوهش حاضر برابر با 890/0 به دست آمد.
بستۀ مداخله‌ای به‌کارگرفته‌شده در پژوهش، برگرفته از پروتکل سگال و همکاران (2013) بود که در 8 جلسۀ 90دقیقه‌ای به‌صورت گروهی اجرا شد.
جدول 1. خلاصۀ جلسات شناخت‌درمانی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی
|
جلسه |
محتوا |
|
1 |
معارفه و آشنایی، تعیین اهداف جلسه و قوانین گروه، مفهوم‌سازی شناخت‌درمانی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی و ارائۀ تکالیف |
|
2 |
رویارویی با موانع، مرور جلسۀ قبل و بازنگری تکالیف، انجام تمرین وارسی بدن و پیاده‌روی در خیابان و ثبت وقایع خوشایند، مراقبه و توزیع جزوه‌های جلسۀ دوم، ارائۀ تکلیف خانگی |
|
3 |
مرور جلسۀ قبل و بازنگری تکالیف، اجرای تمرین‌های دیدن یا شنیدن، مراقبۀ نشسته، فضای تنفس سه‌دقیقه‌ای و درازکشیدن و قدم‌زدن با حضور ذهن، توزیع جزوه‌های جلسۀ سوم و تعیین تکالیف جلسۀ بعد |
|
4 |
مرور جلسۀ قبل و بازنگری تکالیف، بودن در زمان حال، انجام تمرین پنج‌دقیقه‌ای دیدن یا شنیدن، مراقبه، آگاهی از تنفس، بدن، صدا و افکار، انجام فضای تنفس سه‌دقیقه‌ای و خواندن شعر غازهای وحشی، ارائۀ جزوه‌های و تعیین تکالیف خانگی |
|
5 |
مرور جلسۀ قبل و بازنگری تکالیف، پذیرش و اجازه، مراقبۀ نشسته و آگاهی از تنفس، بدن، صداها و افکار، آگاهی از بررسی موانع درمان، آگاهی از چگونگی واکنش‌دهی به افکار و احساسات، فضای تنفس سه‌دقیقه‌ای‌ـ‌مقابله‌ای و بازنگری آن، توزیع جزوه‌های جلسۀ پنجم و تعیین تکلیف خانگی |
|
6 |
افکار حقایق نیستند. مرور جلسۀ قبل و بازنگری تکالیف، مراقبۀ نشسته و آگاهی از تنفس، بدن، اصوات و سپس افکار (به‌علاوۀ یادداشتی از واکنش افراد به مشکلات)، آماده‌شدن برای اتمام دوره، ارائۀ راهی متفاوت برای برقراری ارتباط با افکار در فضای ذهنی، توزیع جزوه‌های جلسۀ ششم و تعیین تکالیف خانگی |
|
7 |
مرور جلسۀ قبل و بازنگری تکالیف، نحوۀ مراقبت از خود، مراقبۀ نشسته و آگاهی از تنفس، بدن، اصوات و سپس افکار (علاوه‌بر توجه به واکنش‌هایی که دربرابر مشکلات داده می‌شود)، تمرین مشاهدۀ ارتباط بین فعالیت و خلق، تهیۀ فهرستی از فعالیت‌های لذت‌بخش، برنامه‌ریزی برای ایجاد چنین فعالیت‌هایی، فضای تنفس سه‌دقیقه‌ای، ارائۀ تکالیف خانگی |
|
8 |
مرور جلسۀ قبل و بازنگری تکالیف و کل برنامه، کاربرد آنچه آموخته‌اید، نگاه روبه‌جلو، وارسی و بحث دربارۀ برنامه‌ها، توزیع جزوه‌های جلسۀ هشتم، پایان‌دادن به کلاس‌ها با آخرین مراقبه |
یافته‌های پژوهش
در ابتدا نمونۀ پژوهش ازلحاظ اطلاعات جمعیت
شناختی مطالعه شد. در این مطالعه میانگین سن افراد گروه گواه 20/23 سال و گروه آزمایش 8/22 سال بود. در ادامه، میانگین و انحراف استاندارد متغیرهای پژوهش در دو گروه در جدول 2 آورده شده است.
جدول 2. میانگین و انحراف معیار متغیر ناگویی هیجانی، شفقت خود و تحریف شناختی در گروه آزمایش و گواه
|
|
متغیر |
گروه گواه |
گروه آزمایش |
||
|
میانگین |
انحراف معیار |
میانگین |
انحراف معیار |
||
|
پیش‌آزمون |
ناگوی هیجانی |
80/53 |
58/13 |
00/54 |
27/10 |
|
شفقت خود |
40/60 |
21/9 |
46/59 |
41/9 |
|
|
تحریف شناختی |
41/63 |
24/7 |
93/63 |
37/5 |
|
|
پس‌آزمون |
ناگوی هیجانی |
60/54 |
14/14 |
33/50 |
14/11 |
|
شفقت خود |
93/58 |
49/10 |
13/67 |
24/9 |
|
|
تحریف شناختی |
40/64 |
66/7 |
86/60 |
39/7 |
|
پیش‌فرض‌های تحلیل کوواریانس چندمتغیری به‌شرح زیر بررسی شد. برای بررسی نرمال‌بودن داده‌ها از آزمون شاپیرو ویلک استفاده شد و ازآنجایی‌که سطح معناداری آزمون شایپرو ویلک برای متغیرهای پژوهش بیشتر از 05/0 بود، می‌توان نتیجه گرفت که داده‌های پژوهش نرمال هستند. برای بررسی پیش‌فرض برابری واریانس از آزمون لوین استفاده شد. در این آزمون، سطح معناداری متغیرهای پژوهش بیشتر از 05/0 به دست آمده است که حاکی از برابری واریانس متغیرهای پژوهش است. آزمون ام‌باکس برای بررسی پیش‌فرض همگنی ماتریس‌های کوواریانس استفاده شده است. سطح معناداری آزمون ام‌باکس برابر با 788/0 است که نشان‌دهندۀ تأییدشدن این مفروضه است؛ بنابراین، باتوجه‌به رعایت‌شدن پیش‌فرض‌های آزمون کوواریانس چندمتغیری نتایج جدول کوواریانس چندمتغیری در جدول 3 ارائه شده است.
جدول 3. نتایج آزمون‌های چهارگانۀ کوواریانس چندمتغیری برای آزمودنی‌های گروه آزمایش و گواه
|
نام آزمون |
مقدار |
درجۀ آزادی فرضیه |
درجۀ آزادی خطا |
آزمون F |
سطح معنی‌داری |
ضریب ایتا |
|
|
لامبدای ویلکز |
143/0 |
3 |
23 |
82/45 |
001/0 |
857/0 |
|
|
اثر پیلایی |
857/0 |
3 |
23 |
82/45 |
001/0 |
857/0 |
|
|
اثر‌هاتلینگ |
977/5 |
3 |
23 |
82/45 |
001/0 |
857/0 |
|
|
بزرگ‌ترین ریشه‌روی |
977/5 |
3 |
23 |
82/45 |
001/0 |
857/0 |
|
براساس مقدار آزمون ام‌باکس با سطح معناداری 788/0، از مقادیر لامبدای ویلکز برای بررسی عضویت گروهی و تأثیر مداخله استفاده شد و ازآنجایی‌که این مقدار برابر با 143/0 و آزمون F در لامبدای ویلکز 82/45 به دست آمده است و سطح معناداری آن که از 05/0 کمتر بود، می‌توان نتیجه گرفت که آموزش شناخت‌درمانی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی حداقل بر یکی از متغیرهای ناگویی هیجانی، شفقت خود و تحریف شناختی تأثیر معناداری داشته است.
جدول 4: نتایج تحلیل کوواریانس برای متغیرهای پژوهش در گروه آزمایش و گواه
|
متغیر
|
منبع تغییرات |
مجموع مجذورات |
درجۀ آزادی |
میانگین مجموع مجذورات |
F
|
سطح معناداری |
ضریب ایتا |
تفاوت میانگین |
|
ناگویی هیجانی |
گروه |
06/144 |
1 |
06/144 |
20/25 |
001/0 |
502/0 |
39/4- |
|
خطا |
88/142 |
25 |
71/5 |
|
|
|
|
|
|
شفقت خود |
گروه |
60/630 |
1 |
60/630 |
65/43 |
001/0 |
636/0 |
19/9 |
|
خطا |
17/361 |
25 |
44/14 |
|
|
|
|
|
|
تحریف شناختی |
گروه |
34/125 |
1 |
34/125 |
54/15 |
001/0 |
383/0 |
10/4- |
|
خطا |
53/201 |
25 |
06/8 |
|
|
|
|
یافته‌های جدول 4 نشان داد که آموزش شناخت‌درمانی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی بر ناگویی هیجانی، شفقت خود و تحریف شناختی دانشجویان دختر دارای نشانگان ضربۀ عشقی تأثیر معناداری داشته است (01/0>p). تفاوت میانگین تعدیل شده متغیر ناگویی هیجان برای شرکت کنندگان گروه آزمایش نسبت به گواه 39/4 واحد کاهش داشته است و باتوجه‌به مقدار ضریب ایتا که برابر با 502/0 است می‌توان نتیجه گرفت که 50درصد از واریانس متغیر ناگویی هیجانی مربوط به آموزش درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی بوده است. در متغیر شفقت خود تفاوت میانگین تعدیل‌شده حاکی از افزایش 19/9واحدی این متغیر در گروه آزمایش در مقایسه با گروه گواه بود و مقدار ضریب ایتا در متغیر شفقت خود برابر با 636/0 است که بیانگر آن است که 63درصد از واریانس متغیر شفقت خود توسط درمان شناختی مبتنی‌بر شفقت تبیین شده است. تفاوت میانگین تعدیل‌شدۀ متغیر تحریف شناختی در افراد گروه آزمایش در مقایسه با گروه گواه 10/4 واحد کاهش داشته است و باتوجه‌به مقدار ضریب ایتا که برابر با 383/0 است، می‌توان نتیجه گرفت که 50درصد از واریانس متغیر تحریف شناختی مربوط به آموزش درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی بوده است.
بحث و نتیجه‌گیری
نتایج تجزیه‌وتحلیل داده‌ها حاکی از آن بود که شناخت‌درمانی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی بر کاهش ناگویی هیجانی تأثیر معناداری داشته است. این یافته‌ها با نتایج پژوهش‌های بورنیمن و سینگر (2017)، دالوند (1397)، نوروزی و هاشمی (1396) هم‌سو بود. دالوند (1397) در پژوهش خود به این نتیجه رسید که شناخت‌درمانی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی بر کاهش ناگویی هیجانی در زنان افسرده مؤثر بوده است. در تبیین یافته‌های پژوهش حاضر می‌توان گفت ناگویی هیجانی به مشکل و دشواری در شناسایی و توصیف هیجان و ناتوانی در تمییز بین هیجان و حالات بدنی اشاره دارد و این دشواری و ناتوانی در شناسایی احساسات ناشی از غرق‌شدن در این احساسات و اجتناب‌کردن از آنهاست (کرینگ و اسلون[21]، 2010) و ازسوی‌دیگر، ذهن‌آگاهی و تکنیک‌های ذهن‌آگاهی به‌عنوان تمایلی کلی به آگاهی از تجارب در نظر گرفته می‌شود که فرد به این هیجانات و احساسات و تجارب درون‌روانی خود نگاهی غیرقضاوتی و گشوده داشته باشد، از احساسات و تجارب بدنی خود آگاه شود و آنها را تجربه کند. همچنین، ذهن‌آگاهی نیز کنجکاوی و توجه آشکار به تجربیات درونی و ارتباط و آشنایی با افکار و احساسات مرتبط با بدن را ترغیب می‌کند (گیلبرت و همکاران، 2012). مداخلات مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی به افراد کمک می‌کند تا بتوانند توجه خود را به اتفاقاتی که در زمان حال در حال وقوع است، متمرکز کنند، از به احساسات خود و حالات بدنی آگاه باشند، احساسات خود را شناسایی کنند و بتوانند آن را به‌گونه‌ای مؤثر توصیف و ابزار کنند. به‌طورکلی، مداخلات مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی ازطریق مکانیسم افزایش پردازش عصبی مرتبط با شناسایی حالات و احساسات بدنی می‌تواند بر ناگویی هیجان تأثیر خود را بگذارد و باعث کاهش ناگویی هیجانی شود (نورمن و همکاران، 2019).
ازسوی‌دیگر، شناخت‌درمانی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی بر شفقت خود دانشجویان دختر دارای نشانگان ضربۀ عشق تأثیر معناداری داشته است. این یافته با نتایج پژوهش‌های فروغی و همکاران (2020)، دورا و دورجی (2019) هم‌جهت بود. در پژوهش فروغی و همکاران (2020) نتایج حاکی از تأثیر معنادار درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی بر افزایش شفقت خود و ذهن‌آگاهی بوده است. شناخت‌درمانی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی به افراد کمک می‌کند تا بتوانند افکار منفی، نشخوار فکری و الگوی چرخۀ افکار خود را شناسایی کنند و همچنین آنها را ترغیب می‌کند تا دربارۀ خود نگرشی مهربانانه، شفقت‌آمیز همراه با پذیرش تجارب خود داشته باشند، در پردازش اطلاعات هیجانی تغییرات اساسی در فرد ایجاد می‌کند، توانایی انعطاف‌پذیری روان‌شناختی را در فرد افزایش می‌دهد، باعث بهبود حافظۀ سرگذشتی اختصاصی می‌شود، این روش درمانی باعث می‌شود تا افراد درمقابل افکار خودانتقادی، خودسرزنشی و شرم توانمند شوند و به‌جای آنها نگاهی مهربانانه و همراه با بخشش در خود ایجاد کنند، تاب‌آوری، خودمراقبتی و محافظت از خود را ارتقا می‌بخشد و ازآنجایی‌که مؤلفه‌های اصلی شفقت خود عبارت‌اند از مهربانی با خود، ذهن‌آگاهی و اشتراکات انسانی است؛ بنابراین، درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی می‌تواند بر بهبود شفقت خود تأثیرگذار باشد (ویلیامز، 2017). در شناخت‌درمانی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی تکنیک‌های ذهن‌آگاهی به‌طور هم‌زمان به این افراد کمک می‌کند تا در برخورد با فرایندهای درون‌روانی و بیرونی رفتارهای سازگارانه‌تری از خود نشان دهند، در زمان برخورد با مشکلات و دشواری‌های زندگی با خود و دیگران با مهربانی رفتار کنند و موجب ارتقای سبک زندگی شخصی و اجتماعی در افراد می‌شود که این عوامل می‌تواند باعث بهبود شفقت خود شود (واسون و همکاران، 2020).
نتایج پژوهش بیانگر آن بود که شناخت‌درمانی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی بر کاهش تحریف شناختی تأثیر معناداری دارد. براین‌اساس، فرضیۀ پژوهشی تأیید شد. مطالعات حشمتی و همکاران (2015) و صالح‌پور و همکاران (1398) هم‌سو با نتایج پژوهش حاضر بودند. حشمتی و همکاران (2015) در پژوهش خود به این نتیجه دست یافتند که درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی بر کاهش باورهای ناکارآمد بیماران مبتلا به سرطان مؤثر بوده است. در تببین یافته‌های پژوهش حاضر می‌توان گفت شناخت‌درمانی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی به‌منظور کمک به بیماران از تکنیک‌های شناختی و ذهن‌آگاهی استفاده می‌کند. بخش اصلی درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی کاربرد تمرین‌های ذهن‌آگاهی به‌منظور آگاه‌شدن از افکار، احساسات و حالات بدنی است. این روش درمانی به فرد کمک می‌کند تا بتواند به نوعی اعتماد شناختی در خود دست یابد، نیاز به کنترل افکار کاهش پیدا می‌کند و خودآگاهی شناختی را در فرد افزایش می‌دهد. این افزایش خودآگاهی شناختی به فرد این امکان را می‌دهد تا بتواند عوامل ایجادکنندۀ افکار و باورهای منفی خود را به‌درستی تشخیص دهد و فرد را از تأثیر خودگویی‌های فکری بر افکار و احساساتش آگاه می‌کند و به‌جای حذف یا کنترل‌کردن این افکار ناکارآمد، رابطۀ خود را با این افکار تغییر می‌دهد و فقط این افکار را به‌عنوان فکر در نظر می‌گیرد و در برخورد با مسائل و موقعیت‌های مختلف کمتر تحت‌تأثیر این افکار شناختی ناکارآمد قرار می‌گیرد و براساس این افکار منفی ناکارآمد رفتار می‌کند (شعبان و همکاران، 1399). ازسوی‌دیگر، این رویکرد درمانی با ارتقای مهارت‌های توجهی، به رشد انعطاف‌پذیری شناختی کمک فراوانی می‌کند و با ایجاد نگاهی غیرقضاوتی، غیرسرزنش‌گر و محبت‌آمیز به خود و دیگران می‌تواند باعث شکل‌گیری تفسیر و درک مثبت‌تر افکار و تجارب درونی شود که این عوامل در کنار هم می‌تواند باعث تأثیر درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی در کاهش تحریف شناختی شود (ویلیامز ، 2017).
درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی به این افراد کمک می‌کند تا از افکار، احساسات و خاطرات خود آگاه باشند، رابطۀ خود را با این فرایندهای درون‌روانی تغییر دهند، تلاشی برای حذف یا کنترل‌کردن این افکار انجام ندهند، کمتر به قضاوت و ارزشیابی خود بپردازند و با نگاهی مهربانانه و همراه با گشودگی با خود رفتار کنند. همچنین، به این افراد کمک می‌کند تا احساسات خود را شناسایی کنند و آنها را به‌گونۀ مؤثر توصیف و ابراز کنند. براین‌اساس، درمان شناختی مبتنی‌بر ذهن‌آگاهی بر افزایش شفقت خود، کاهش ناگویی هیجانی و تحریف شناختی مؤثر بوده است. از محدودیت‌های پژوهش می‌توان به استفاده از دانشجویان دختر با نشانگان ضربۀ عشقی اشاره کرد که تعمیم‌پذیری را با احتیاط مواجهه کرد. محدودیت دیگر، اجرانشدن مرحلۀ پیگیری بود. براین‌اساس، پیشنهاد می‌شود برای سنجش تداوم اثربخشی این رویکرد درمانی از مرحلۀ پیگیری استفاده شود. همچنین، پژوهشگران در مطالعۀ خود دانشجویان مرد با نشانگان ضربۀ عشقی را نیز مطالعه کنند. ازآنجایی‌که نمونۀ پژوهش از دانشجویان تشکیل شده بود، پژوهشگران آینده می‌توانند تحصیلات را نیز به‌عنوان عامل دوم وارد پژوهش کنند و تأثیر تحصیلات را نیز روی متغیرهای پژوهش بررسی کنند. همچنین، باتوجه‌به اثربخشی این روش درمانی در کاهش مشکلات دانشجویان با نشانگان ضربۀ عشقی، روان‌شناسان و مشاوران دانشگاه می‌توانند از تکینک‌های این روش درمانی برای کاهش مشکلات این افراد استفاده کنند.
تشکر و قدردانی
این مقاله برگرفته از پایان‌نامۀ کارشناسی ارشد، رشتۀ روانشناسی خانواده‌درمانی دانشگاه آزاد خمینی‌شهر بود. درپایان، از همۀ شرکت‌کنندگان و تمام عزیزانی که پژوهشگر را در انجام این پژوهش یاری کردند، تقدیر و تشکر می‌شود.
[1]. Wildsmith
[2]. McKiernan
[3]. Huang
[4]. self.compassion
[5]. Ferrari
[6]. Neff & Germer
[7]. Baker, McNulty
[8]. alexithymia
[9]. Preece
[10]. Qualter
[11]. Hemming
[12]. cognitive distortion
[13]. Rnic
[14]. Berchock
[15]. Bathina
[16]. Kuru
[17]. mindfulness.based cognitive therapy
[18]. Segal
[19]. Creswell
[20]. Frostadottir, and Dorjee
[21]. Kring & Sloan
)
