نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 استادیار، گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران
2 استاد، گروه روانشناسی بالینی، دانشکده علوم رفتاری، دانشگاه علوم توانبخشی و سلامت اجتماعی، تهران، ایران
3 دانشیار، گروه روانشناسی بالینی، دانشکده علوم رفتاری، دانشگاه علوم توانبخشی و سلامت اجتماعی، تهران، ایران
4 دانشیار، گروه روانپزشکی و مرکز تحقیقات علوم رفتاری، دانشکده پزشکی، دانشگاه علوم پزشکی اصفهان، اصفهان، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Some temperamental vulnerability factors along with cognitive vulnerability variables are essential to understand depression. Recent conceptualizations for depression, have also focused on emotions and their dysregulation, regarding their potential role in the development, exacerbation, or maintenance of emotional disorders. However, theoretical associations between emotion regulation and the cognitive model's constructs have remained unclear. The present study examined the mediating role of emotion dysregulation in the relationship between negative affect, dysfunctional attitudes, and negative automatic thoughts with depressive symptoms. The design was descriptive – correlational and data were analyzed using structural equation modeling (SEM). Population of the current study were some volunteer people who lived in Tehran and Isfahan, in that, 250 of them were selected via convenience sampling following a public announcement. After that, participants responded to Beck depression inventory-II, automatic thoughts questionnaire, cognitive emotion regulation questionnaire, positive and negative affect scale, and dysfunctional attitudes scale. The results of SEM showed that the conceptual model of the research had a good fitness to research data. In addition, all direct and indirect path coefficients were statistically significant. Therefore, the supposed mediating role of emotion dysregulation was approved. According to the results, it can be inferred that emotion dysregulation might be one of the mechanisms through which temperamental and cognitive vulnerability factors lead to depressive symptoms.
Introduction
Previous studies indicate that dysfunctional attitudes can lead to depression symptoms both directly (Villalobos et al., 2021) and indirectly, by activating another level of thinking, called negative automatic thoughts (Beck, 2020; Clark and Beck, 2010). Temperamental factors such as behavioral inhibition and negative affect are among the factors that provide the basis for the creation and continuation of emotional problems (anxiety and depression) (Suveg et al., 2010). Nevertheless, a significant percentage of people with high negative affect do not experience high levels of anxiety symptoms, and ultimately clinical anxiety and depression (Tortella-Feliu et al., 2010). Therefore, it is thought that some other factors, including different methods of emotion regulation, may have a mediating role in the relationship between negative affect and the occurrence of mood and anxiety symptoms. Investigating the role of emotion regulation in the relationship between cognitive model constructs and depression severity is important for expanding and increasing the effectiveness of the cognitive theory of depression. It can help to identify the mechanisms involved in the occurrence and maintenance of depression. The present study was conducted to investigate the mediating role of emotion dysregulation in the relationship between negative affect, dysfunctional attitudes, and negative automatic thoughts with depressive symptoms.
Method
The research design was a descriptive correlation, which was done in the form of structural equation modeling. Among the Normal people of Isfahan and Tehran who volunteered to participate in the research (N = 314); 250 people were selected based on inclusion and exclusion criteria and were assessed by using positive and negative affect Scale (PANAS), dysfunctional attitudes scale (DAS), negative automatic thoughts questionnaire (ATQ-N), cognitive emotion regulation questionnaire (CERQ) and Beck depression Inventory (BDI-II). Data analysis was done with the structural equation modeling method using Amos23.
Results
The results showed that the conceptual model of the study has a good fit and the general structure of the tested relationships is confirmed through the obtained data. Moreover, all direct and indirect coefficients of the research model were confirmed. Since no direct effects of negative affect or dysfunctional attitudes towards depression was investigated, the explained variance of depression was entirely the result of the sum of indirect effects exerted through emotion dysregulation. These results, in addition to confirming the fitness of the mediating model, indicate the mediating role of emotion dysregulation in the path between negative affect and dysfunctional attitudes towards automatic thoughts and depressive symptoms. The results obtained from the structural equation modeling and testing the research conceptual model can be seen in Figure (1).
Figure 1: Structural equation modeling of predicting depression symptoms based on negative affect and dysfunctional attitudes with the mediating role of emotion dysregulation and negative automatic thoughts in the standard estimation mode
Discussion
Based on the results of this research, it can be said that emotion dysregulation is a mechanism that can mediate the effect of temperamental and cognitive factors on depressive symptoms. In other words, the effect of negative affect and dysfunctional attitudes in creating and aggravating depression symptoms is applied through emotional dysregulation and negative automatic thoughts. In general, the results of this study have important implications for psychological assessment. One implication is the potential support of trans-diagnostic models. Although a detailed investigation of this issue requires larger studies that cover depression and anxiety disorders simultaneously, it can be said that the results of the present study, along with recent studies conducted by some researchers such as Chaharmahali et al. (2020), can support the trans-diagnostic models of psychopathology in Iranian society. In these models, it is generally assumed that some mediating cognitive and behavioral mechanisms play a role in creating or at least maintaining mental disorders such as depression. Emotion regulation is one of the most important of these processes (Aldao et al., 2010).
Due to the nature of cross-sectional studies, it is not possible to prove a definite causal relationship between variables in this study, and the present results only raise possibilities about the pattern of such relationships. In addition, the composition of the participants was not the same in terms of gender, in that women constituted a higher percentage of the sample size. This combination can be consistent with other countries of the world, reflecting the difference in the prevalence of depression in men and women. Thus, maintaining this combination in the research increases its external validity. At the same time, this advantage can also be presented as a limitation, which is the reduction of the internal validity of the study; if this gender difference between the two groups is related to other factors not measured in this work, it might have left an unwanted systematic effect on the results. Another limitation of the current study is that the variable of emotion regulation was measured only through a self-report questionnaire, which may not contain accurate results as participants may use less or more emotion regulation strategies than what actually was reported.
کلیدواژه‌ها [English]
افسردگی یک مشکل خلقی چندوجهی است که با علائم جسمانی، شناختی، رفتاری و عاطفی مشخص می‌شود. درک بهتر علل افسردگی و مکانیسم‌های دخیل در بروز و حفظ آن، برای پیشرفت دانش سبب‌شناسی و درمان این اختلال ضروری است. پژوهش‌های انجام‌شده در دهه‌های اخیر بر تحلیل عملکرد شناختی در افراد مبتلا به افسردگی متمرکز بوده است و اکنون به‌طور گسترده پذیرفته شده است که افسردگی با مشکلاتی در شناخت و تفکر مشخص می‌شود (Villalobos et al., 2021). آرون بک، بنیان‌گذار شناخت درمانی، اظهار داشت که چند لایۀ شناختی در شروع و حفظ افسردگی دخیل هستند (Beck, 1979). این دیدگاه به «فرضیۀ سه‌گانۀ شناختی»[1] معروف شده است که شواهد پژوهشی بسیاری نیز دارد. طبق این دیدگاه، دردسترس‌پذیرترین یا نزدیک‌ترین سطح سیستم پردازش اطلاعات در افسردگی، افکار اتوماتیک منفی[2] است که دربارۀ خود (مثلاً «من کارهایم را خراب می‌کنم»)، دربارۀ دیگران (مثلاً «اطرافیان من بی‌انصاف هستند») یا دربارۀ دنیا (مثلاً «امیدی به آینده نیست») به ذهن فرد خطور می‌کنند (Clark et al., 1999). در مدل بک، لایه‌های شناختی عمیق‌تری نیز مطرح شده است که اعتقاد بر این است که هم در آسیب‌پذیری اولیه برای افسردگی و هم در تداوم آن نقش دارند. سطح دوم این سیستم، نگرش‌های ناکارآمد[3] است که شامل قواعد شرطی یا قوانینی برای زندگی هستند که اغلب سفت‌وسخت و سوگیرانه هستند (مثلاً «من همیشه باید برنده باشم» یا «اگر همه‌چیز را به‌خوبی انجام ندهم، به‌این‌معنا است که اصلاً خوب نیستم»). طبق مدل شناختی بک، افرادی که دربرابر افسردگی آسیب‌پذیر هستند، نسبت به نقض این قوانین یا نگرش‌ها حساس هستند (مثلاً انتقاد دیگران را زودتر تشخیص می‌دهند)، که باعث فعال‌شدن افکار اتوماتیک منفی نزدیک‌تر و درنهایت تجربۀ افسردگی می‌شود. شواهد بسیاری نشان می‌دهد که نگرش‌های ناکارآمد به علائم افسردگی منجر می‌شود (Villalobos et al., 2021). لایۀ سوم و عمیق‌تر در این سیستم با نام‌های مترادف «باورهای هسته‌ای[4]»، «باورهای زیربنایی[5]» و «طرح‌واره‌ها[6]» شناخته شده‌اند که در برخورد با استرس‌های موقعیتی یا شرایط بحرانی در زندگی، برانگیخته می‌شوند و خود را درقالب نگرش‌های ناکارآمد در نظام تفکر فرد نشان می‌دهند. نگرش‌های ناکارآمد نیز به‌نوبۀخود، سطح آشکارتر تفکر، یعنی افکار اتوماتیک منفی را به راه می‌اندازد که در ادامۀ این زنجیره، بروز نشانه‌های افسردگی را، به‌ویژه در افرادی که دارای آمادگی‌های زیستی‌ـ‌ژنتیکی یا مزاجی[7] هستند، به همراه دارد (Beck, 2020; Clark & Beck, 2010).
عوامل مزاجی، مثل بازداری رفتاری[8] و عاطفۀ منفی[9] ازجملۀ دیگر عواملی است که به نظر می‌رسد پایه‌ای برای ایجاد و تداوم مشکلات هیجانی (اضطراب و افسردگی) فراهم می‌کنند (Suveg et al., 2010). عاطفۀ منفی، یک بعد عام ناراحتی درونی را نشان می‌دهد و حالات خلقی ناخوشایندی مانند غم، خشم، نفرت، بیزاری، گناه، ترس و عصبیت را شامل می‌شود. عاطفۀ منفی خصیصه‌ای[10]، تقریباً با عامل شخصیتی پایه، یعنی روانرنجورخویی[11]، منطبق و یک عامل زمینه‌ساز مشترک قوی برای افسردگی و اضطراب است (Watson & Clark, 1984). همچنین، رابطۀ برخی سازه‌های مرتبط با عاطفۀ منفی، مثل روانرنجورخویی[12] و هیجان‌پذیری منفی[13] نیز با افسردگی تأیید شده است (Watson & Clark, 1984; Paulus et al., 2016). باوجودِاین، درصد چشمگیری از افرادِ با عاطفة منفی بالا، سطوح بالای علائم خلقی و اضطرابی و درنهایت اضطراب و افسردگی بالینی را تجربه نمی‌کنند (Tortella-Feliu et al., 2010)؛ بنابراین، تصور می‌شود برخی عوامل دیگر، ازجمله روش‌های متفاوت تنظیم هیجان، ممکن است نقشی میانجی (واسطه‌ای)[14] یا تعدیل‌گر[15] در رابطۀ بین عاطفۀ منفی به‌عنوان یک صفت مزاجی و بروز علائم خلقی و اضطرابی بازی کنند. درواقع، از چندین سال قبل نیز نظریه‌پردازانی مثل تیزدل پیشنهاد می‌کردند که افراد مستعد و غیرمستعد به افسردگی، نه ازنظر پاسخ اولیه‌شان به یک رویداد منفی، بلکه ازلحاظ توانایی‌شان برای اصلاح (بهبود) عاطفۀ منفی متعاقب آن، با یکدیگر تفاوت دارند (Teasdale, 1988). برای مثال، تورتلا‌فلیو و همکاران با آزمودن یک مدل پیشنهادی، نشان دادند که مسیر عاطفه‌مندی منفی به‌سمت نشانه‌های افسردگی از «بدتنظیمی هیجان»[16] عبور می‌کند (Tortella-Feliu et al., 2010).
در پژوهش‌های جدید آسیب‌شناسی روانی، تصور می‌شود که مشکلات در هیجان و تنظیم هیجان، نقشی اساسی در ایجاد، تشدید و تداوم اختلال‌های روانی، به‌ویژه اختلال‌های هیجانی (اضطراب و افسردگی) دارد (Sloan & Kring, 2010). براساس محوریت مؤلفه‌های عاطفی در افسردگی، پژوهش‌های فراوانی دربارۀ تحلیل علت‌شناختی افسردگی از منظر اختلال در تنظیم هیجان انجام شده است (Joormann & Stanton, 2016; Visted et al., 2018). درواقع، بسیاری از پژوهشگران پیشنهاد می‌کنند که افرادی که قادر به تنظیم کاهشی حالت‌های عاطفی منفی و حفظ یا تنظیم افزایشی حالات عاطفی مثبت نیستند، آسیب‌پذیرترین افراد برای شروع یا حفظ دوره‌های افسردگی هستند (Liu & Thompson, 2017) و به نظر می‌رسد که تفاوت‌های فردی در استفادۀ عادتی از راهبردهای تنظیم هیجانی خاص، نقش مهمی در وقوع و تداوم افسردگی داشته باشد (Joormann, J., & Gotlib, 2010; Tortella-Feliu et al., 2010).
باتوجه‌به نقش فرایندهای هیجانی در سبب‌شناسی و درمان اختلالات هیجانی ازقبیل افسردگی و علاقۀ فزایندۀ پژوهشگران و متخصصان به حوزۀ تنظیم هیجانی و همچنین، کمبود پژوهش‌های مرتبط در این حوزه، ضرورت مطالعۀ حاضر و بررسی نقش تنظیم هیجان در رابطۀ بین عاطفۀ منفی، نگرش‌های ناکارآمد، افکار اتوماتیک منفی و افسردگی در جامعۀ ایرانی بیش از پیش احساس می‌شود. همچنین، در بیشتر درمان‌های نوین شناختی‌ـ‌رفتاری، مثل رفتاردرمانی دیالکتیک (DBT)، درمان مبتنی بر پذیرش و تعهد (ACT) و شناخت‌درمانی مبتنی بر ذهن‌آگاهی (MBCT)، نوعی از آموزش تنظیم هیجان به‌عنوان یک مؤلفۀ اصلی در کنار سایر اصول و فنون آن درمان به چشم می‌خورد؛ بااین‌حال، رابطۀ نظری تنظیم هیجان و سازه‌های مدل شناختی هنوز به‌طور منسجم بررسی نشده است. تعیین نقش تنظیم هیجان در رابطۀ بین سازه‌های مدل شناختی و شدت افسردگی، برای گسترش و افزایش کارآمدی نظریۀ شناختی افسردگی نیز اهمیت دارد. در پژوهش حاضر، با درنظرگرفتن مدل‌های شناختی کلاسیک (Beck, 1979) و بسط‌یافته (Clark & Beck, 2010) و به‌منظور دست‌یابی به یک مدل مفهومی آزمون‌پذیر، عاطفۀ منفی به‌عنوان شاخصی از اثرات خصیصه‌ای و شخصیتی (Watson & Clark, 1984) در نظر گرفته شد، فعال‌شدن طرح‌واره‌های منفی که با بررسی نگرش‌های ناکارآمد سنجیده می‌شود (Weissman & Beck, 1978)، به‌عنوان یک متغیر تعدیل‌گر یا متغیر مستقل دوم محسوب شد (Kwon & Oei, 1992)، و نقص در مقابله و کنترل شناختی درقالب بدتنظیمی هیجان (Garnefski & Kraaij, 2006) فرمول‌بندی شد. برپایۀ چنین مفروضاتی، فرض شد که احتمالاً ساختار روابط بین متغیرهای پژوهش، از مدلی پیروی کند که تنظیم هیجان در آن، نقشی میانجی داشته باشد. به‌عبارت دیگر، فرض شد که اثر عاطفۀ منفی و نگرش‌های ناکارآمد هم به‌طور مستقیم و هم به‌طور غیرمستقیم ـ‌ازطریق بدتنظیمی هیجان‌ـ بر روی افکار اتوماتیک و درنهایت نشانه‌های افسردگی اعمال می‌شود (شکل 1).
شکل1: مدل میانجی جزئی تنظیم هیجان
روش پژوهش
طرح پژوهش در مطالعۀ حاضر از نوع توصیفی‌ـ‌همبستگی بود که درقالب مدل‌یابی معادلات ساختاری[17] با داده‌های حاصل از اجرای ابزارهای پژوهش بر روی نمونه انجام شد.
جامعه، روش نمونه‌گیری و حجم نمونه
جامعۀ آماری پژوهش، افراد عادی شهرهای اصفهان و تهران بودند که ازطریق فراخوان عمومی برای شرکت در یک طرح پژوهشی دربارۀ افسردگی دعوت شدند. روش نمونه‌گیری، دردسترس بود و فراخوان ازطریق اطلاعیه‌های کتبی صورت گرفت که حاوی موضوع و هدف پژوهش بود. از میان افراد داوطلبی که برای شرکت در مرحلۀ اول طرح اعلام همکاری کرده بودند (314= N)، تعداد 250 نفر که واجد معیارهای ورود و فاقد معیارهای خروج بودند، انتخاب شدند. معیارهای اصلی ورود برای شرکت در پژوهش، دامنۀ سنی 18 تا 60 سال، مبتلانبودن به اختلال روانپزشکی و تمایل به همکاری در انجام پژوهش بود. معیارهای خروج نیز، نقص پرسشنامه‌های تکمیل‌شده، علائم یک اختلال سایکوتیک، دوقطبی و سوءمصرف مواد و الکل بود که پس از اجرای یک مصاحبۀ بالینی اولیه رد می‌شد.
ابزارهای پژوهش
پرسشنامۀ افسردگی بک (BDI-II)[18]: یک پرسشنامۀ خودگزارشی دارای 21 گویه است که بک و همکاران برای سنجش وجود و شدت علائم افسردگی طراحی کرده‌اند (Beck et al., 1996). این مقیاس مؤلفه‌های مختلف اختلال افسردگی را اندازه می‌گیرد که شامل جنبه‌های عاطفی، شناختی، جسمی و انگیزشی است. هر گویه از BDI شامل چهار جمله است که مراجع براساس یک مقیاس لیکرت چهارنمره‌ای (از صفر تا سه) به آن پاسخ می‌دهد؛ بنابراین، دامنۀ نمرۀ کلی این پرسشنامه بین 0 تا 63 است که نمرات بالاتر نشان‌دهندۀ افسرگی شدیدتر است. باریرا و گریسون جونز، ثبات درونی نسخۀ اصلی BDI را عالی و با ضرایب آلفای بین 78/0 تا 90/0 گزارش کردند (Barrera & Garrison-Jones, 1988). کات و زتل پی بردند که این مقیاس، به‌خوبی می‌تواند افراد افسرده را از غیرافسرده‌ها تمییز دهد (Kauth & Zettle, 1990). همچنین، BDI با سایر سنجه‌های شناخته‌شدۀ افسردگی مثل مقیاس درجه‌بندی افسردگی همیلتون ارتباطی معنی‌دار دارد (72/.=r؛ Beck et al., 1988). قاسم‌زاده و همکاران پس از تهیۀ نسخۀ فارسی BDI-II، آن را بر روی یک نمونۀ 125نفری از دانشجویان دو دانشگاه اجرا کردند و ثبات درونی آن را بالا (87/0= α) و پایایی آزمون‌ـ‌پس‌آزمون آن را قابل‌قبول (74/0=r) گزارش کردند (Ghasemzadeh et al., 2005). همچنین، این آزمون، همبستگی قوی با پرسشنامۀ افکار اتوماتیک داشت (Ghasemzadeh et al., 2005) که نشان از روایی هم‌زمان بالای آن است. کاویانی و همکاران (1380) نیز روایی و پایایی این آزمون را در جمعیت سالم و بالینی مطلوب گزارش کردند. BDI-II در پژوهش حاضر نیز از ثبات درونی مطلوبی (67/0=α) برخوردار بود. روایی هم‌زمان آن با پرسشنامۀ افکار اتوماتیک منفی نیز بسیار خوب (85/0=r) بود.
پرسشنامۀ تنظیم شناختی هیجان (CERQ)[19]: این پرسشنامه را گارنفسکی و همکاران به‌منظور ارزیابی نحوۀ تفکر افراد بعد از تجربۀ رخدادهای تهدیدکننده یا استرس‌زای زندگی تهیه کرده‌اند (Garnefski et al., 2001). این پرسشنامه دارای 36 عبارت است که نحوۀ پاسخ به آن براساس مقیاس درجه‌بندی لیکرت، در دامنه‌ای از یک (هرگز) تا پنج (همیشه) قرار دارد. عبارات این پرسشنامه ازنظر مفهومی، 9 خرده‌مقیاس متمایز از هم را تشکیل می‌دهند که هریک به‌منزلۀ راهبردی خاص از راهبردهای شناختی تنظیم هیجان و دارای 4 عبارت است. نمرۀ هر راهبرد ازطریق جمع نمرات داده‌شده به هریک از عبارات تشکیل‌دهندۀ آن راهبرد به دست می‌آید و می‌تواند در دامنه‌ای بین 4 تا 20 قرار گیرد. راهبردهای سرزنش خود، سرزنش دیگران، نشخوار فکری و فاجعه‌سازی، در جمع با یکدیگر، «راهبردهای منفی تنظیم هیجان» را تشکیل می‌دهند و راهبردهای پذیرش، توجه مجدد به برنامه‌ریزی، توجه مجدد مثبت، ارزیابی مجدد مثبت و در دورنما قرار دادن، بر روی هم، راهبردهای مثبت تنظیم هیجان را تشکیل می‌دهند. پایایی کل راهبردهای «مثبت»، «منفی»، و «کل شناختی» با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ به‌ترتیب برابر 91/0، 87/0، و 93/0 به دست آمده است (Garnefski et al., 2001). در ایران، عبدی و همکاران (2012) نیز به همان نُه عامل پیشنهادی گارنفسکی و همکاران دست یافتند که ضرایب آلفای کرونباخ زیرمقیاس‌ها در دامنه‌ای بین قابل‌قبول (64/0) تا بسیار خوب (82/0) قرار داشت (Garnefski et al., 2001, Abdi et al. 2012). باتوجه‌به اهداف پژوهش حاضر که بررسی بدتنظیمی هیجان در اختلال افسردگی بود، تنها نمرات 4 زیرمقیاس سرزنش خود، سرزنش دیگران، نشخوار فکری و فاجعه‌سازی محاسبه و تحلیل شد.
مقیاس عاطفۀ مثبت و منفی (PANAS)[20]: یک ابزار خودسنجی 20آیتمی است که واتسون و همکاران، برای اندازه‌گیری دو بعد خلقی، یعنی «عاطفۀ منفی» و «عاطفه مثبت» طراحی کرده‌اند (Watson et al., 1988). هر خرده‌مقیاس 10 آیتم دارد. خرده‌مقیاس عاطفۀ منفی که در این پژوهش فقط نمرات آن وارد شد، عواطفی همچون پریشانی، ناراحتی، خصومت، شرم و احساس گناه، و خرده‌مقیاس عاطفۀ مثبت، عواطفی همچون علاقه، افتخار، نیرومندی، هوشیاری و فعال‌بودن را می‌سنجند. آزمودنی، آیتم‌ها را روی یک مقیاس پنج‌نقطه‌ای (1= بسیار کم، تا 5= بسیار زیاد) درجه‌بندی می‌کند. مقیاس عاطفۀ مثبت و منفی، یک ابزار انعطاف‌پذیر است و با تغییر دستورالعمل، می‌توان هم شق «حالتی» و هم شق «خصیصه‌ای» آن را سنجید؛ اگر چهارچوب زمانی به هفتۀ جاری اشاره کند، شق حالتی عاطفه سنجیده می‌شود و اگر زمان طولانی‌تر در نظر گرفته شود، شق خصیصه‌ای سنجیده خواهد شد. در مطالعۀ حاضر، آزمودنی‌ها برمبنای وضع و حال کلی خویش (شق خصیصه‌ای) به آیتم‌ها پاسخ دادند. دامنۀ نمرات برای هر خرده‌مقیاس 10 تا 50 است. این مقیاس از ویژگی‌های روان‌سنجی مطلوب برخوردار است. در ایران، برای اولین بار، بخشی‌پور و دژکام (1384)، این پرسشنامه را بر روی 255 نفر از دانشجویان دارای اختلال‌های اضطرابی و افسردگی در تهران اجرا کردند و نشان دادند که همان الگوی دوعاملی، برازنده‌ترین الگو است و با کمک این ابزار به‌خوبی می‌توان بیماران مضطرب و افسرده را از هم جدا کرد که نشان‌دهندۀ روایی مطلوب آن است. پایایی ازطریق سازگاری درونی (ضریب آلفا) نیز برای هر دو خرده‌مقیاس یکسان و برابر 87/0 به دست آمد (بخشی‌پور و دژکام، 1384). گل‌پرور و جوادی (1385) نیز در پژوهشی با یک نمونۀ 400نفری در اصفهان، آلفای کرونباخ این پرسشنامه را برای عاطفۀ منفی 90/0 و برای عاطفۀ مثبت 89/0 به دست آوردند. در پژوهش حاضر، باتوجه‌به اهداف آن، تنها نمرات زیرمقیاس عاطفۀ منفی، با 10 سؤال، وارد تحلیل شد که ثبات درونی عالی (90/0=α) و روایی هم‌زمان متوسط (49/0=r) با شدت افسردگی نشان داد.
پرسشنامۀ افکار اتوماتیک منفی (ATQ-N)[21]: این آزمون را هالن و کندال ساختند که 30 گویه دارد و برای سنجش میزان افکار اتوماتیک منفی در افسردگی به کار می‌رود (Hollon & Kendall, 1980). جملات گویه‌ها دارای بار منفی است و بر روی یک مقیاس لیکرتی پنج‌نمره‌ای پاسخ داده می‌شوند (از یک، یا «هرگز»، تا پنج، یا «همیشه»). دامنۀ نمرات نیز بین 30 تا 150 قرار دارد و نمرات بالاتر نشان‌دهندۀ تعداد بیشتر افکار منفی است. ATQ-N پایایی درونی بالایی داشته است (96/0= α؛ Hollon & Kendall, 1980). هارل و ریون نیز روایی همگرای قوی برای آن گزارش کردند؛ به‌گونه‌ای که همبستگی معنی‌داری با درجه‌بندی بالینی افسردگی، زیرمقیاس افسردگی پرسشنامۀ شخصیت چندبعدی مینه‌سوتا (MMPI-D) و BDI داشته است (Harrell, T. H., & Ryon, 1983). هالن و همکاران نشان دادند که این مقیاس می‌تواند بین افراد افسرده و افرادی که از سایر آسیب‌های روان‌شناختی رنج می‌برند، تمایز ایجاد کند (Hollon et al., 1986). پایایی ATQ-N در پژوهش حاضر بسیار خوب (83/0=α) بود. روایی هم‌زمان آن با شدت افسردگی نیز عالی بود (85/0=r).
مقیاس نگرش‌های ناکارآمد، فرم الف (DAS)[22]: این مقیاس که ویزمن و بک آن را ساختند، 40 گویه دارد و برای ارزیابی محتوای طرح‌واره‌های افسرده‌ساز طراحی شده است (Weissman & Beck, 1978). آزمودنی‌ها میزان موافقت خود با جمله‌هایی مثل «اگر کسی که دوستش دارم مرا دوست نداشته باشد، من هیچ خواهم بود» را بر روی مقیاسی از یک تا هفت (1 به‌معنی کاملاً موافق و 7 به‌معنی کاملاً مخالف) اعلام می‌کنند. این مقیاس 20 جمله با بار منفی (مثل «اگر دیگران از شما خوششان نیاید، نمی‌توانید شاد باشید»)، و 10 جمله با جهت‌گیری مثبت (مثل «می‌شود که کسی را سرزنش کنند، اما ناراحت نشود») دارد. گویه‌های مثبت این مقیاس به‌شکل معکوس نمره‌گذاری می‌شود و نمرۀ کل بین 40 تا 280 خواهد بود که نمرات بالاتر حاکی از نگرش‌های منفی بیشتر است. بک و همکاران، پایایی خوبی، با ضرایب آلفای 92/0-84/0، برای DAS برآورد کردند (Beck et.al., 1983). در ایران نیز، ابراهیمی و همکاران، یک فرم کوتاه 26سؤالی از این مقیاس (DAS-26) تهیه و آن را بر روی 160 نفر از افراد سالم و 160 نفر از بیماران روانپزشکی مراجعه‌کننده به مراکز پزشکی وابسته به دانشگاه علوم پزشکی اصفهان اجرا کردند. در تحلیل عاملی این مقیاس، یک ساختار چهارعاملی برای آن به دست آمد. درضمن، پایایی آن با روش دونیمه‌سازی، عالی (92/0= α) و روایی هم‌زمان آن با مصاحبۀ روانپزشکی (55/0=r) و پرسشنامۀ سلامت عمومی (56/0=r) در حد تقریباً مطلوب بود (Ebrahimi et al., 2013). برای سنجش نگرش‌های ناکارآمد در این پژوهش، از این فرم کوتاه انطباق‌یافته در ایران (DAS-26) استفاده شد و نمرۀ چهار عامل یا زیرمقیاس آن شامل موفقیت‌ـ‌کمال‌گرایی، تأییدخواهی، نیاز به راضی‌کردن دیگران و آسیب‌پذیری‌ـ‌ارزشیابی عملکرد محاسبه شد.
روش اجرا و تحلیل داده
آزمودنی‌ها پس از انتخاب و کسب اطلاع از اهداف و شرایط تحقیق و ملاحظلات اخلاقی و همچنین اعلام رضایت آگاهانه برای شرکت در پژوهش، با استفاده از پرسشنامه‌های اشاره‌شده، ارزیابی شدند. سپس داده‌های جمعآوریشده، با استفاده از نرم‌افزار SPSS-23 تحت غربال‌گری و آماده‌سازی برای تحلیل قرار گرفت. درنهایت، با کمک نرم‌افزار AMOS-23 و روش مدل‌یابی معادلات ساختاری (SEM)، مدل مفهومی پژوهش مورد بررسی و آزمون قرار گرفت.
یافته‌ها
نتایج به‌دست‌آمده از مدل‌یابی معادلات ساختاری و آزمون مدل مفهومی پژوهش در شکل 2 قابل‌مشاهده است.
شکل 2: مدل‌یابی معادلات ساختاری برای پیش‌بینی نشانه‌های افسردگی براساس عاطفۀ منفی و نگرش‌های ناکارآمد با نقش واسطه‌ای بدتنظیمی هیجان و افکار اتوماتیک منفی در حالت تخمین استاندارد
همان‌طور که در شکل 2 ملاحظه می‌شود، به‌منظور بررسی فرضیه‌ها و آزمون مدل مفهومی پژوهش، داده‌های جمعآوریشده ازطریق معادلات ساختاری تحلیل شد. با اجرای آزمون مدل‌یابی معادلات ساختاری در نرم‌افزار AMOS، شاخص‌های برازشی ارائه می‌شود که نشان‌دهندۀ این است که تا چه حد مدل مفهومی ادعاشده به‌وسیلۀ داده‌های تجربی دارای برازش است. برخلاف آزمون‌های مرسوم آماری که با یک آماره، تأیید یا رد می‌شوند، در مدل‌یابی معادلات ساختاری دسته‌ای از شاخص‌ها معرفی می‌شوند. در پژوهش حاضر جهت بررسی برازندگی الگوی معادلات ساختاری از شاخص‌های مجذور خی (Chi-Square)، شاخص جذر برآورد خطای تقریبی (RMSEA)، شاخص معناداری جذر برآورد خطای تقریبی، شاخص برازندگی فزایند (IFI)، شاخص برازش تقریبی (CFI)، شاخص برازش هنجارشده (NFI)، شاخص برازش نسبی (RFI) و شاخص تاکر‌ـ‌لویر (TLI) استفاده شد که نتایج آن در جدول 1 گزارش شده است.
|
جدول 1: شاخص‌های برازش کلی مدل |
|||
|
شاخص برازش |
دامنۀ موردقبول |
مقدار |
نتیجه |
|
مجذور خی X2)) |
- |
848/521 |
- |
|
درجه آزادی Df)) |
- |
157 |
- |
|
خی دو بهنجار برابر X2/df)) |
بین 1 تا 5 |
324/3 |
برازش مناسب |
|
جذر برآورد خطای تقریبی (RMSEA) |
کمتر از 08/0 |
069/0 |
برازش مناسب |
|
شاخص برازش هنجارشده NFI)) |
بیشتر از 90/0 |
900/0 |
برازش مناسب |
|
شاخص برازش نسبی RFI)) |
بیشتر از 5/0 |
879/0 |
برازش مناسب |
|
شاخص برازش تطبیقی (CFI) |
بیشتر از 90/0 |
927/0 |
برازش مناسب |
|
شاخص تاکر‌ـ‌لویر (TLI) |
بیشتر از 90/0 |
912/0 |
برازش مناسب |
|
شاخص برازندگی فزایند (IFI) |
بیشتر از 90/0 |
928/0 |
برازش مناسب |
چنان‌که در جدول 1 مشاهده می‌شود، مجذور خی (X2) برابر 848/521؛ خی دو بهنجار (X2/DF) برابر 324/3؛ جذر برآورد خطای تقریبی (RMSEA) برابر 069/0؛ شاخص برازندگی فزایند (IFI) برابر 928/0؛ شاخص برازش تقریبی (CFI) برابر 927/0؛ شاخص برازش هنجارشده (NFI) برابر 90/0؛ شاخص برازش نسبی (RFI) برابر 879/0 و شاخص تاکر‌ـ‌لویر (TLI) برابر 912/0 به دست آمده است. شاخص‌های IFI، NFI، CFI، RFI دارای دامنۀ صفر تا یک هستند؛ هرچه اندازۀ آنها به یک نزدیک‌تر شود، بر برازندگی مطلوب‌تر الگو دلالت دارند. همچنین، زمانی که خطای تقریبی (RMSEA) کوچک‌تر از 08/0 و خی دو بهنجار (X2/DF) نیز کوچک‌تر از 5 باشد، دلالت بر برازش مطلوب مدل دارد؛ بنابراین، براساس نتایج جدول 1 می‌توان نتیجه گرفت که مدل از برازش مطلوب برخوردار است و ساختار کلی روابط موردآزمون ازطریق داده‌های به‌دست‌آمده تأیید می‌شود. البته شاخص‌های تأیید الگوی معادلات ساختاری فقط محدود به شاخص‌های برازش کلی الگو نیست؛ بلکه پارامترهای استاندارد بتا و گاما (ضرایب مسیر) و نسبت بحرانی (مقدار t) متناظر با آن برای هریک از مسیرهای علّی نیز باید بررسی شود؛ ازهمین‌رو، در ادامه، معناداری ضرایب مسیر مستقیم و غیرمستقیم مفروض در مدل مفهومی پژوهش بررسی شده است (جداول 2 و 3).
|
جدول 2: برآورد ضرایب اثر مستقیم |
|||||
|
مسیر |
ضریب مسیر |
نسبت بحرانی (آمارۀ t) |
سطح معناداری |
نتیجه |
|
|
عاطفۀ منفی بر بدتنظیمی هیجان |
30/0 |
385/5 |
000/0 |
تأیید |
|
|
عاطفۀ منفی بر افکار اتوماتیک منفی |
48/0 |
210/9 |
000/0 |
تأیید |
|
|
نگرش‌های ناکارآمد بر بدتنظیمی هیجان |
40/0 |
791/5 |
000/0 |
تأیید |
|
|
نگرش‌های ناکارآمد بر افکار اتوماتیک منفی |
20/0 |
857/4 |
000/0 |
تأیید |
|
|
بدتنظیمی هیجان بر افکار اتوماتیک منفی |
36/0 |
344/9 |
000/0 |
تأیید |
|
|
افکار اتوماتیک منفی بر نشانه‌های افسردگی |
85/0 |
348/36 |
000/0 |
تأیید |
|
همان‌طور که در جدول 2 ملاحظه می‌شود، تأثیر مستقیم عاطفۀ منفی بر بدتنظیمی هیجان (30/0) و افکار اتوماتیک منفی (48/0)، مثبت و مستقیم به دست آمده است. همچنین یافته‌ها حاکی از تأثیر مثبت و مستقیم نگرش‌های ناکارآمد بر بدتنظیمی هیجان (40/0) و افکار اتوماتیک منفی (20/0) است. علاوه‌براین، تأثیر مستقیم بدتنظیمی هیجان بر افکار اتوماتیک منفی (36/0) و تأثیر مستقیم افکار اتوماتیک منفی بر نشانه‌های افسردگی (85/0) نیز مثبت به دست آمده است. باتوجه‌به اینکه در تمام سطوح تحلیل، آماره‌های t از مقدار 96/1 بزرگ‌تر و سطوح معناداری به‌دست‌آمده از مقدار 05/0 کوچک‌تر است، ضرایب مسیر مذکور تأیید می‌شود (0.05≤ P؛ 1.96≥ t).
|
جدول 3: برآورد ضرایب اثر غیر مستقیم |
|||||
|
مسیر |
ضریب مسیر |
دامنۀ اطمینان 95درصد |
سطح معناداری |
نتیجه |
|
|
کران پایین |
کران بالا |
||||
|
عاطفۀ منفی بر افکار اتوماتیک منفی با نقش میانجی بدتنظیمی هیجان |
106/0 |
071/3 |
805/7 |
001/0 |
تأیید |
|
نگرش‌های ناکارآمد بر افکار اتوماتیک با نقش میانجی بدتنظیمی هیجان |
143/0 |
774/1 |
689/3 |
001/0 |
تأیید |
|
بدتنظیمی هیجان بر نشانه‌های افسردگی با نقش میانجی افکار اتوماتیک |
305/0 |
898/0 |
336/1 |
001/0 |
تأیید |
|
عاطفۀ منفی بر نشانه‌های افسردگی با نقش میانجی بدتنظیمی هیجان و افکار اتوماتیک منفی |
500/0 |
714/8 |
835/13 |
001/0 |
تأیید |
|
نگرش‌های ناکارآمد بر نشانه‌های افسردگی با نقش میانجی بدتنظیمی هیجان و افکار اتوماتیک منفی |
297/0 |
854/1 |
323/3 |
001/0 |
تأیید |
باتوجه‌به یافته‌های جدول 3، ضرایب اثر غیرمستقیم عاطفۀ منفی و نگرش‌های ناکارآمد بر افکار اتوماتیک منفی با نقش میانجی بدتنظیمی هیجان به‌ترتیب 11/0 و 14/0 به دست آمده است. همچنین، تأثیر غیرمستقیم بدتنظیمی هیجان بر نشانه‌های افسردگی با نقش میانجی افکار اتوماتیک منفی 30/0 به دست آمده است. به‌علاوه، یافته‌ها حاکی از آن است که ضرایب تأثیر غیرمستقیم عاطفۀ منفی و نگرش‌های ناکارآمد بر نشانه‌های افسردگی با نقش میانجی بدتنظیمی هیجان و افکار اتوماتیک منفی به‌ترتیب 50/0 و 30/0 است. باتوجه‌به اینکه در تمام سطوح تحلیل، کران‌های پایین و بالای فاصلۀ اطمینان، مقادیری بزرگ‌تر از صفر (مثبت) و سطوح معناداری به‌دست‌آمده از مقدار 05/0 کوچک‌تر است، ضرایب مسیر مذکور نیز تأیید می‌شود (0.05≤ P).
بحث و نتیجه‌گیری
پژوهش حاضر با هدف بررسی نقش میانجی بدتنظیمی هیجان در رابطۀ بین عاطفۀ منفی، نگرش ناکارآمد و افکار اتوماتیک منفی با نشانه‌های افسردگی انجام شد. نتایج نشان داد که مدل مفهومی پژوهش از برازش مطلوبی برخوردار است و همۀ ضرایب مستقیم و غیرمستقیم مدل پژوهش نیز تأیید شد. همچنین، همۀ اثرات غیرمستقیم مدل پژوهش معنادار بود. ازآنجاکه هیچ اثر مستقیمی از سمت عاطفۀ منفی یا نگرش‌های ناکارآمد به‌سوی افسردگی بررسی و محاسبه نشده بود، واریانس تبیین‌شدۀ افسردگی، تماماً حاصل از مجموع اثرهای غیرمستقیمی بود که ازطریق بدتنظیمی هیجان و در مرحلۀ بعد، افکار اتوماتیک منفی، اعمال شده بود. این نتایج نیز، در کنار تأیید برازش مدل میانجی، از نقش میانجی بدتنظیمی هیجان در مسیر بین عاطفۀ منفی و نگرش‌های ناکارآمد به‌سمت افکار اتوماتیک و درنهایت نشانه‌های افسردگی حمایت می‌کند که با بدنۀ کلی پژوهش‌های پیشین هم‌نوایی دارد؛ پژوهش‌هایی که اشاره شد که نقش میانجیِ نقص در توانایی مقابلۀ مؤثر با هیجانات منفی در رابطۀ بین عوامل مزاجی/استرس‌های محیطی و بروز علائم روان‌آسیب‌شناختی را بررسی کرده بودند (Suveg et al., 2010; Ciarrochi et al., 2002).
مطالعات تجربی قبلی نشان داده است که افراد افسرده در استفاده از راهبردهای سازگارانۀ تنظیم هیجانی مشکل دارند و در آزمایش‌های القای خلق منفی، در مقایسه با گروه غیرافسرده، با راهبردهای تنظیم هیجانی نامؤثر پاسخ می‌دهند. مطالعات طولی نیز نشان داده است که نقص در تنظیم هیجان، شدت علائم بعدی افسردگی را پیش‌بینی می‌کند. برای مثال، مطالعاتی که از ارزیابی لحظه‌ای استفاده می‌کنند، نشان دادند که در افراد دارای تشخیص افسردگی اساسی، در مقایسه با نمونۀ غیربالینی، خلقِ منفی ناشی از وقایع منفی زندگی، به‌مدت طولانی‌تری تداوم می‌یابد. به‌علاوه، انتظار توانایی فرد برای اینکه به‌شکل موفقی با استرس و خلق منفی کنار بیاید، علامت‌شناسی بعدی افسردگی را پیش‌بینی می‌کند. همچنین، یافته‌های علم عصب‌شناسی خلقی نیز نشان می‌دهد که در افسردگی، الگوهایی از فعالیت نابهنجار در مناطقی از مغز که در تنظیم هیجان مؤثر است، به چشم می‌خورد (Aldao et al., 2010; McLaughlin & Nolen-Hoeksema, 2011).
راهبردهای تنظیم هیجان می‌توانند سازگارانه یا ناسازگارانه باشند و نتایج مذکور، ازجمله در پژوهش حاضر، صرفاً دربارۀ راهبردهای منفی (ناسازگارانه) مصداق دارد و فرض قیاسی بر وجود نقشِ میانجی مشابه برای راهبردهای مثبت (سازگارانه)، غلط و گمراه‌کننده است. برای مثال، در پژوهش آندرس و همکاران مشخص شد که راهبردهای شناختی ناسازگارانۀ تنظیم هیجان، میانجی جزئیِ رابطۀ بین روانرنجورخویی و افسردگی است؛ اما راهبردهای مثبت (سازگارانه)، اگرچه با افسردگی رابطۀ معکوس دارد، نمی‌تواند رابطۀ روانرنجورخویی و افسردگی را میانجی‌گری کند (Andres et al., 2016). درعوض، چنان‌که وندرهاسلت و همکاران (2014) نشان دادند، راهبردهای سازگارانۀ تنظیم هیجان ممکن است نقشی تعدیل‌گر و نه میانجی، در رابطۀ بین نگرش‌های ناکارآمد و علائم افسردگی در دوره‌های استرس‌زای زندگی ایفا کند؛ درحالی‌که راهبردهای منفی (ناسازگارانه)، نتوانستند این رابطه را تعدیل کنند (Vanderhasselt et al., 2014). انجام پژوهش‌های بیشتری دربارۀ اهمیت راهبردهای مثبت تنظیم هیجان در سلامت روانی و نقش محافظت‌کنندۀ آن دربرابر آسیب‌های روانی نیاز است که البته این روند به‌سرعت روبه‌رشد است (Vanderhasselt et al., 2013).
به‌طور کلی، نتایج این پژوهش، تلویحات مهمی برای سنجش و درمان‌های روان‌شناختی در بر دارد. یکی از آنها، حمایت بالقوه از مدل‌های فراتشخیصی است که بر نقش تنظیم هیجان در آسیب‌شناسی روانی اختلالات هیجانی ازقبیل افسردگی تأکید دارند. بررسی دقیق این موضوع، نیازمند انجام پژوهش‌های بزرگ‌تری است که اختلال‌های افسردگی و اضطرابی را به‌طور هم‌زمان پوشش دهد؛ اما می‌توان گفت نتایج پژوهش حاضر، در کنار پژوهش‌های اخیری که برخی پژوهشگران همچون چهارمحالی و همکاران انجام دادند، تا حدی می‌تواند از مدل‌های آسیب‌شناسیِ فراتشخیصی در جامعه ایران حمایت کند (Chahar Mahali et al., 2020). در این مدل‌ها عموماً فرض می‌شود که برخی مکانیسم‌ها یا فرایندهای شناختی و رفتاری واسطه‌ای، در ایجاد یا حداقل حفظ و تداوم آسیب‌های روانی همچون افسردگی نقش دارند که تنظیم هیجان یکی از مهم‌ترین این فرایندها به شمار می‌رود (Fernandez et al., 2016; Aldao et al., 2010). باتوجه‌به این نتایج می‌توان پیش از ارائۀ درمان‌های شناختی‌ـ‌رفتاری، نقایص و نیازهای تنظیم هیجانی هر بیمار را شناسایی کرد و موارد لازم را به فرمول‌بندی و برنامۀ درمانی تدوین‌شده برای آنان افزود. بررسی کیفیت و شدت رابطۀ بین روش‌های مختلف تنظیم هیجان با آسیب روانی، به درمان‌گران این اجازه را می‌دهد که تصمیم بگیرند بر کدام نقص مهارت‌ها و به چه ترتیب تمرکز کنند تا بتوانند اختلال‌های مختلف را به‌طور مؤثرتر درمان کنند (Aldao et al., 2010). ازاین‌رو است که پژوهشگرانی همچون برکینگ و همکاران و محرابی و همکاران (2014) پیشنهاد کرده‌اند که آموزش مهارت‌های تنظیم هیجانی به‌عنوان یک هدف مهم درمانی در پژوهش و کاربرد روان‌درمانی در نظر گرفته شود (Berking et al., 2008; Mehrabi et al., 2014). شواهدی نیز از ارتقای اثربخشی درمان‌های شناختی‌ـ‌رفتاری پس از تلفیق آموزش تنظیم هیجان در آن برنامه‌ها وجود دارد (Berking et al., 2008; Berking et al., 2012).
پژوهش حاضر، محدودیت‌هایی نیز داشت که به‌طور بالقوه می‌تواند روایی درونی و بیرونی آن را تحت‌تأثیر قرار دهد. اول اینکه باتوجه‌با ماهیت پژوهش‌های مقطعی، در این پژوهش نیز امکان اثبات رابطۀ علّی قطعی بین متغیرها امکان‌پذیر نیست و نتایج حاضر، صرفاً احتمالاتی را دربارۀ الگوی این روابط مطرح می‌کند. درضمن، ترکیب شرکت‌کنندگان ازنظر جنسیت یکسان نبود؛ به‌گونه‌ای که زنان درصد بیشتری از حجم نمونه را تشکیل می‌دادند. این ترکیب می‌تواند هم‌خوان با سایر کشورهای جهان، بازتاب تفاوت میزان شیوع افسردگی در دو جنس زن و مرد باشد که دراین‌صورت، حفظ این ترکیب در پژوهش، روایی بیرونی آن را بالا می‌برد؛ اما همین مزیت درعین‌حال، می‌تواند به‌عنوان یک محدودیت نیز مطرح شود و آن هم کاهش روایی درونی پژوهش است؛ زیرا درصورتی که این تفاوت جنسیتی بین دو گروه با عوامل دیگری که در این پژوهش اندازه‌گیری نشده‌اند مرتبط باشد، ممکن است یک اثر سیستماتیک ناخواسته بر روی نتایج بر جا گذاشته باشد. محدودیت دیگر پژوهش این است که متغیر تنظیم هیجان، صرفاً ازطریق پرسشنامۀ خودگزارشی سنجیده شد که می‌تواند نتایج دقیقی در بر نداشته باشد؛ زیرا ممکن است شرکت‌کنندگان، میزان استفادۀ خود از راهبردهای تنظیم هیجانی را کمتر یا بیشتر از آنچه در واقعیت رخ می‌دهد، ارزیابی کنند. همچنین، پرسشنامۀ افسردگی بک، همبستگی بالایی (85/0=r) با پرسشنامۀ افکار اتوماتیک منفی داشت. اگرچه این حالت کاملاً موردانتظار بود، درعین‌حال، چنین ضرایب همبستگی بالایی ممکن است به‌طور بالقوه حاکی از این باشد که علائم افسردگی و شناخت‌های منفی سازه‌هایی کاملاً متعامد[23] نیستند. در گذشته، برخی پژوهشگران (eg. Coyne and Gotlib, 1983) دربارۀ ادعای همان‌گوییِ[24] سنجه‌های افسردگی و سازه‌های مدل شناختی بحث کرده بودند؛ اما خود این انتقاد بدون اشکال نیست؛ زیرا تاکنون پژوهش‌هایی در کشورهای غیرغربی انجام شده که در آنها بین شناخت‌های منفی نسبت به خود و افسردگی رابطۀ معنی‌داری به دست نیامده است (Cane et al., 1986). به‌همین‌ترتیب، مفاهیم شناختی که در غرب، همبستگی بالایی با افسردگی دارند، لزوماً مترادف با تجربۀ افسردگی در نقاط دیگر دنیا نیست. افزون بر این، در پژوهش قبلی نویسندگان (محمدخانی و محرابی، 1394)، همبستگی شدت افسردگی با دیگر سازه‌های شناختیِ موردمطالعه، یعنی افکار اتوماتیک مثبت و نگرش‌های ناکارآمد در حد متوسط بود؛ بنابراین، داشتن افسردگی کاملاً و تنها وابسته به حضور شناخت‌ها و نگرش‌های منفی یا فقدان شناخت‌های مثبت نیست. به نظر می‌رسد سازه‌های شناختی، رفتاری و جمعیت‌شناختی دیگری که در این پژوهش بررسی نشدند نیز در چگونگی و شدت تجربۀ علائم افسردگی نقش داشته باشند. برخی از این متغیرها که در پژوهش‌های قبلی نویسندگان این مقاله مورد توجه قرار گرفته بودند، شامل عوامل فراشناختی[25] مثل کنترل فکر (Mohammadi et al., 2013) و روش‌های مقابله‌ای مثل اجتناب یا ضعف در حل مسئله (محمدخانی، 1387) هستند. اضافه‌کردن این متغیرها در پژوهش‌های آتی می‌تواند درک و تفسیر نتایج مطالعۀ حاضر را تسهیل کند.
تشکر و قدردانی
مقالۀ حاضر برگرفته از رسالۀ دکتری تخصصی نویسندۀ اول بود. بدین‌وسیله از کلیۀ شرکت‌کنندگان در طرح، همکاران پژوهشی و همچنین گروه روانشناسی بالینی دانشگاه علوم توانبخشی و سلامت اجتماعی تهران و گروه روانپزشکی و مرکز تحقیقات علوم رفتاری دانشگاه علوم پزشکی اصفهان که زمینۀ اجرای این پژوهش را فراهم نمودند، تشکر و قدردانی به عمل می‌آید.
[1] cognitive triad hypothesis
[2] negative automatic thoughts
[3] dysfunctional attitudes
[4] core beliefs
[5] underlying beliefs
[6] schema
[7] temperamental
[8] behavioral inhibition
[9] negative affect
[10] trait
[11] neuroticism
[12] Neuroticism
[13] Negative emotionality
[14] mediator
[15] moderator
[16] emotion dysregulation
[17] Strauctural equation modeling (SEM)
[18] Beck Depression Inventory
[19] Cognitive Emotion Regulation Questionnaire
[20] Posistive and Negative Affect Scale
[21] Automatic Thoughts Questionnaire – Negative
[22] Dysfunctional Attitude Scale
[23] Orthogonal
[24] tautology
[25] metacognitive factors
)
