ریچارد نوگبائرا، پریا ویکراماراتنا، کانی سووبا، کلیتون اچ مک کلینتاک،
مارک جی گامروفا، لیزا میلرد، آن کانویف
گروه روانپزشکی، کالج پزشکان و جراحان، دانشگاه کلمبیا، شهر نیویورک، ایالات متحده
بخش اپیدمیولوژی، انستیتوی روانپزشکی ایالت نیویورک، شهر نیویورک، ایالات متحده
گروه اپیدمیولوژی، دانشکده بهداشت عمومی، دانشگاه کلمبیا، شهر نیویورک، ایالات متحده
گروه مشاوره و روانشناسی بالینی، کالج معلمان، دانشگاه کلمبیا، شهر نیویورک، ایالات متحده
روانپزشکی ایالت نیویورک، شهر نیویورک، ایالات متحده
آن کانوی، دانشگاه تنسی، ناکسویل. 1618 خیابان کامبرلند، ناکسویل، تنسی. ایالات متحده
چکیده
هدف: در بیشتر مطالعات، دینداری و معنویت با نوع دوستی رابطه مستقیم دارد، در حالی که با افسردگی ارتباط غیرمستقیم دارد. با این حال، طرح های مقطعی این مطالعات، ارزش اپیدمیولوژیک آنها را محدود می کند. در تحقیق حاضر، در پنج مورد ارتباط دینداری و معنویت و اختلال شدید افسردگی (MDD) با نوع دوستی را بررسی شده است. هدف از این مطالعه، بررسی رابطه دینداری و معنویت و اختلال شدید افسزدگی با نوع دوستی در یک بازه زمانی پنج ساله انجام شده است.
روش ها: افراد افسرده و غیر افسرده و فرزندان نسل اول و دوم آنها طی چندین دهه مورد بررسی قرار گرفتند. در سال 30 پس از شروع مطالعه، دینداری و معنویت با استفاده از مصاحبه از شرکت کنندگان بررسی شد. اختلال شدید افسردگی، توسط مصاحبات بالینی بررسی شد. در سال 35 پس از شروع مطالعه، شرکت کنندگان بعضی از روابط دوستی را به پایان رساندند. نسبت شانس تعدیل شده (AOR) با استفاده از رگرسیون لجستیک چند متغیره محاسبه شد. معناداری آن نیز به میزان در p <.05 بود.
یافته ها: در نمونه کلی، دینداری و معنویت و اختلال شدید افسردگی به طور معنی داری با نوع دوستی به ترتیب، AOR 2.52 (95٪ CI 1.15-5.49 ) و (AOR 2.43 (95٪ CI 1.05-5.64 ارتباط داشتند. فقط در گروه شدید ، AOR مربوطه 4.69 (95٪ CI 1.39-15.84) و 4.74 (95٪ CI 1.92-11.72) بود. در میان افراد بسیار دینداری و معنویت در گروه با خطر بالا، AOR برای اختلال شدید افسردگی (MDD) با نوع دوستی 22.55 (95٪ CI 1.23-414.60) p <.04 بود. در بین بقیه، به میزان 3.12 (95٪ CI 0.63-15.30)، با یک تفاوت قابل توجه بود..
محدودیت ها: نوع دوستی مبتنی برمصاحبات است نه مشاهدات. از این رو آسیب پذیر است.
نتیجه گیری: ارتباط مثبت اختلال شدید افسردگی با افزایش نوع دوستی و مطالعات رشد همبستگی دارد. ارتباط مثبت اختلال شدید افسردگی با نوع دوستی را رابطه مثبت دارد و سهم دینداری و معنویت دراین روند نیاز به بررسی بیشتری دارد.
کلمات کلیدی: دین، معنویت، افسردگی، رابطه، نوع دوستی
1- مقدمه
همدلی، مهربانی ، طرفداری از جامعه و نوع دوستی (که در اینجا به نوع دوستی خلاصه شده است) ، تقریباً در همه فرهنگ ها ارزشمند است (دکتی، 2010)، و اشکال اصلی تعامل انسانی را تشکیل می دهند (آیزنبرگ و میلر، 1987) و برای بقای زندگی مشترک ضروری است. یک مجموعه تحقیقاتی مستند، اثبات کرده است که فشار بالینی و علائم افسردگی می تواند سبب کاهش همدلی، جلوگیری از مشارکات اجتماعی، جلوگیری از داشتن اراده شود و به اقدامات نوع دوستانه و اجتماعی آسیب بزند (کوفربرگ و همکاران، 2016). دونگس و همکارانش در سال (2005) دریافتند پاسخ های همدلی به خطر افتاده است (اندازه گیری شده با پرسشنامه) در بین بیماران مبتلا به اختلال شدید افسردگی در مقایسه با افراد سالم تقریباً همین نتایج برای بیماران سرپایی مبتلا به اختلال شدید افسردگی توسط گاسی و همکارانش گزارش شده است (2011). مطالعات نجاتی و همکاران در سال (2012)، کلارک و همکاران در سال (2013) و اکینسی در سال 2016، دقت همدلی با دستورالعمل "خواندن ذهن از چشم " از بارون کوهن (بارون کوهن و همکاران، 2001)، یا ظرفیت همدلی با استفاده از پارادایم های بازی اقتصادی یا معیارهای استاندارد ارزیابی کردند. دیدگاه خاص و همدلی این تحقیقات، تقریباً همه ماهیت مقطعی داشتند، و متوجه شدند افراد سالم نسبت به بیماران دارای اختلال شدید افسردگی عملکرد بهتری دارند.
برخی از مطالعات انجام شده توسط محققان دیگر گزارش می دهند که افسردگی و همدلی یا نوع دوستی از هم جدا نیستند، یا این که افسردگی، و همچنین ضربه روحی، در واقع رفتارهای همدلی و اجتماعی را از حس همدردی فرد افسرده با رنج دیگران بیان می کند (گرینبرگ و دیگران، 2018 ؛ هارکنیس و همکاران، 2005) چندین محقق نیز اشاره کرده اند که ارتباط بین افسردگی و نوع دوستی گاهی دو طرفه است در حالیکه اصطلاحا "نوع دوستی آسیب شناختی" منجر به افسردگی می شود (زان-واکسلر و ون هول، 2012؛ تون و تال، 2014). با این حال، بیشتر مطالعات منتشر شده بر اثرات مخرب افسردگی بر نوع دوستی تمرکز دارد. بر این اساس، فرضیه مطالعه حاضر این است که افرادی که درحال حاضر از افسردگی رنج می برند یا طی چند سال قبل از افسردگی رنج برده اند، نسبت به افراد دیگر که از افسردگی نجات یافته اند، ارتباط دوستانه کمتری دارند.
در اوایل دهه 1980، گروه ما یک مطالعه طولی را برای بررسی عوامل خطر افسردگی شدید در میان زنان و فرزندان آنها شروع کرد. مصاحبه مطالعه به طور کلی شامل ارزیابی تشخیصی بالینی روانپزشکی متمرکز بر اختلال افسردگی شدید در هر زمانی است. از سال بیستم شروع مطالعه، مصاحبه همچنین درجه دینداری یا معنویت را نقش اساسی در زندگی پاسخ دهندگان ارزیابی کرده است که آیا این احتمال را دارد افرادی که دوره های افسردگی را تجربه کرده اند آن را به فرزندان خود انتقال دهند (فرندریچ و همکاران، 1990 ؛ ویسمن و همکاران، 1997،2016) ارزیابی انجام شده در سال 35 پس شروع ارزیابی بالینی افسردگی را حذف کرد اما معیار نوع دوستی اضافه شد. در نتیجه، این مطالعه دارای یک فرصت استراتژی علمی برای بررسی در یک چارچوب طولی، سوالات مطرح شده در مورد سهم اختلال افسردگی و دینداری و معنویت در نوع دوستی را فراهم می کند.
2- روش ها
اولین نسل از افراد در مطالعه طولی، نسل
1 (G1)، شامل دو گروه از افراد است: (الف) بزرگسالان افسرده حداقل 18 سال تحت درمان دارویی برای اختلال افسردگی اساسی متوسط شدید در کلینیک دانشگاه ییل؛ (ب) افراد حداقل 18 سال، بدون سابقه اختلالات جدی روانپزشکی که در آن شرکت کرده بودند، یک بررسی اپیدمیولوژیک روانپزشکی مبتنی بر جمعیت مورد مطالعه تقریباً در همان زمان همان منطقه انجام شد (Regier and Burke، 1987).
افراد افسرده براساس سابقه شدید افسردگی در "گروه پر خطر" مشخص می شوند. دومین گروه به عنوان "کم خطر" شناخته می شود زیرا آنها اختلال روانی شدیدی ندارند. پس از آن، کودکان (نسل 2 ، G2) و نوه ها (نسل 3،G3 ) از بزرگسالان G1 دعوت شدند که از شش سالگی بدون اطلاع از وضعیت سلامت روان خود به گروه والدین پیوستند. افراد G1 در گروه پر خطر نسبت به فرزندان G2 و G3 که درگروه کم خطر هستند خطر ابتلا به افسردگی شدید را در فرزندان G2 و G3 ایجاد می کنند (ویسمن و همکاران، 2016). اعضای شرکت کننده از هر نسل در گروه پر خطر و کم خطر در فواصل مشخص مصاحبه شدند و در زمان شروع 1 (T1)، سپس دو سال بعد، زمان 2 (T2) ؛ 10 سال بعد (T10) ؛ 20 سال بعد (T20) و 25 سال (T25) ؛ 30 سال بعد (T30) و 35 سال (T35) (19-20) مصاحبه شدند. این مقاله بر روی ارزیابی های T30 و T35 متمرکز است. در T30 G3 افراد در تجزیه و تحلیل فعلی در محدوده سن از 18 تا 22 سال بودند، در T35، از 23 تا 27 سال سن داشتند.
طبق مطالعه حاضر می توان نشان داد: (1) مسائل جامعه شناختی، مسائل بالینی و طراحی برای نمونه کل و به طور جداگانه برای گروه های پر خطر و کم خطر است. (2) در گروه های پر خطر و کم خطر، میزان نوع دوستی برای هر یک از موارد جامعه شناختی، بالینی و طراحی است. (3) R / S (Time30)) با نوع دوستی در Time35 و (4) رابطه اختلال شدید افسردگی با نوع دوستی. ما با یک تحلیل اکتشافی نتیجه گیری می کنیم. ما با یک تحلیل در مورد اینکه آیا (5) ارتباط اختلال شدید افسردگی با نوع دوستی توسط دین و معنویت اصلاح شده است یا خیر؟
3- اقدامات تحقیق حاضر
3-1- اقدامات انجام شده در سال 30 پس از شروع تحقیق
تشخیص افسردگی شدید: برنامه اختلالات عاطفی و اسکیزوفرنیا، نسخه مادام العمر، (SADS-L ؛ مانوزا و همکاران، 1986) – مصاحبه تشخیصی نیمه ساختاری مادام العمر و شیوع دوره – در ابتدا برای بزرگسالان اجرا شد. برنامه Kiddie برای اختلالات عاطفی و اسکیزوفرنی (K-SADS-E؛ Ambrosini، 2000) برای کودکان 6 تا 17 ساله استفاده شد. (اختلال شدید افسردگی در T35 ارزیابی نشده است.) تشخیص ها با گذشت زمان به روز شد تا معیارهای DSM-III ، DSM-III-R را برآورد کنند و سرانجام برای DSM-IV را برآورد کنند(ویسمن و همکاران، 1997). تحلیل های فعلی شیوع دوره اختلال شدید افسردگی با اشاره به فاصله زمانی بین T25-T30به عنوان پیش بینی کننده اصلی است.
اهمیت شخصی مذهب / معنویت با یک مورد از واحد SADS-L ارزیابی شد. "چقدر دین یا معنویت برای شما مهم است ؟ " با گزینه های پاسخ از 1 (مهم نیست) تا 4 (بسیار مهم). این اصطلاحات در حالی که شامل یک سوال است دو اصطلاح معمولاً آن را تشکیل می دهند. این آیتم به طور گسترده در 0.70 با موسسه فتزر که مقیاس کامل دین و معنویت را به کار گرفت ارتباط دارد (ایدلر و همکاران،2003؛ لارسون و لارسون، 2003 ؛ Desrosiers and Miller، 2007)، و تاثیر تعدیل شده فرضیه دین بر بیماری افسردگی توسط انتشارات ما تایید می شود (میلر و همکاران، 1997 ، 2012). برای حفظ سازگاری با مورد قبلی، مورد استفاده قرار می گیرد.
دفعات حضور در مراسمات مذهبی / معنوی: "در صورت کلی، چند وقت یکبار در کلیسا، کنیسه یا سایر مکانهای مذهبی یا معنوی شرکت می کنید؟ " به دنبال پنج گزینه پاسخ در بازه زمانی از "هرگز" تا "یک بار در هفته یا بیشتر" دوباره برای مطابقت با ما کار قبلی (کسن و همکاران، 2012)، حضور حداقل یک بار در ماه طبقه بندی شد.
رویدادهای منفی اخیر از حوادث زندگی در 6 ، 12 ، 18 یا 24 ماه گذشته که ممکن است پاسخ دهنده را تحت تاثیر قرار دهد (هولمز و راهه، 1967) به عنوان مثال، از دست دادن شغل، مرگ یک کودک، شامل 43 مورد در چک لیست، در شروع و شدت افسردگی نقش دارند (کسلر، 1997 ؛ کندلر و همکاران، 1999). تحقیقات فعلی نشان می دهد که وقایع استرس زای زندگی نیز به نوع دوستی و رفتارهای اجتماع پسندانه مرتبط است (لیم و DeSteno ، 2016). مقدار هر رویداد یک در نظر گرفته شده است و برای بدست آوردن نمره کل جمع می شود.
عوامل جامعه شناختی: زمان مصاحبه 30 است و طیف وسیعی از عوامل اجتماعی و مذهبی / معنوی، به عنوان مثال، پاسخ دهندگان سن، جنس، سطح تحصیلات، فرقه مذهبی را مطرح نمود.
3-2- اقدامات انجام شده در سال 35 پس از شروع مطالعه
مقیاس 15 ماده ای نوع دوستی (که در اینجا به صورت یکدست استفاده می شود) عناصر ترحم، عشق اجتماعی و تعامل انسانی را پوشش می دهد) ناشی از کار تحلیلی چند ملیتی دین و معنویت است که در یک قسمت بزرگ انجام شده است (مک کلینتوک و همکاران، 2016). تحقیق تکرار ساختاری بودکه پس از آن با داده های طولی فعلی انجام شد (مک کلینتوک و همکاران، 2018). استفاده از معادلات ساختاری، در این مطالعه نشان داده است شفقت، عشق اجتماعی و اقدامات انسانی بر روی یک عامل مشترک، در نتیجه حمایت از درمان عامل نوع دوستی به عنوان نمره عامل تک بعدی است. بر اساس روش رگرسیون بود (مارش و همکاران، 2010 ؛ اشمیت و ساس، 2011). شفقت اجتماعی حاصل اندازه گیری Krause and Hayward 2015 بود. اندازه گیری عشق، از جمله همدلی و از خودگذشتگی، از لوین (2000) ناشی شده است ؛ و تعامل انسانی، که شامل جوانمردی است از بوسینگ و همکاران آمده است (2005).
موارد ترحم به شرح زیر است: "وقتی کسی را در یک وضعیت دشوار میبینم من سعی می کنم احساس آنها را تصور کنم. "" من احساس می کنم
برای کمک به کسی حتی در صورت انجام این کار من را ملزم به بیرون رفتن از خودم می کند عبارت متاسفم برای کسی که به دردسر افتاده کافی نیست: هر زمان که ممکن باشد، من باید کاری برای کمک به آنها انجام دهم "،" من متاسفم برای کسی که در معرض مشکل است زمانی که مشکلی که آنها را تهدید می کند ، "" حتی وقتی کسی متاسفم یرای کسی که حتی به من آسیب می رساند. "
چهار مورد مربوط به عشق اجتماعی عبارتند از: "من همیشه دوست فداکار بوده ام، "" حتی غریبه ها نیز شایسته احترام هستند "،" برای یک دوست نیازمند، من تقریباً هر چیزی را فدا می کنم ، "" بهترین نوع عشق آزادانه داده می شود. " سرانجام، تعامل انسانی در این موارد منعکس شده است: "من به دیگران کمک می کنم" ، "من نیازهای دیگران را در نظر می گیرم "،" افکار من با نیازمندان است "،" من کار خوب انجام می دهم، "" من احساس می کنم با دیگران ارتباط برقرار کرده ام "،" من داوطلبانه برای دیگران کار می کنم." (توجه داشته باشید که این عبارات به سادگی تقریب هستند. به عنوان مثال، "افکار من با نیازمندان است" به عنوان شفقت طبقه بندی می شود.
پرسشنامه سلامت بیمار (PHQ-9): برای ارزیابی شدت علائم افسردگی شامل 9 مورد است در دو هفته قبل از مصاحبه در T35است. این نه مورد شامل اندازه گیری ابعاد علائم افسردگی DSM-IV است. این یک تشخیص بالینی از افسردگی ایجاد نمی کند. PHQ-9 یک ابزار پرکاربرد با قابلیت اطمینان و ساختاری کاملاً ثابت است (کرونک و همکاران، 2001).
4- تحلیل آماری
اختلال شدید افسردگی در T35 ارزیابی شده است. نمونه تحلیلی فقط به افراد مصاحبه شده در هر دو زمان محدود می شود و برابر 230 است (بیست و شش نفر، در T30 حضور ندارند، در T35 ارزیابی شدند و از تجزیه و تحلیل فعلی مستثنی هستند.) در ابتدا، ما آمار توصیفی تک متغیری مربوط به جامعه جمعیتی، ویژگی های بالینی، و دینداری و معنویت در گروه پر خطر و گروه های کم خطر (جدول 1) به طور جداگانه و ترکیبی، دنبال می شوند (جدول 2) براساس میزان نوع دوستی برای متغیرهای جدول 1 است.
به منظور کنترل کار اقدامات زیر انجام می شود (هوزمر و همکاران، 2013): در ابتدا تمام متغیرهای وابسته به نوع دوستی در p <.25 وارد رگرسیون لجستیک چند متغیره می شوند. (به جدول 1 مراجعه کنید) پس از آن، متغیرهایی در آن سهیم نیستند در p <.05 حذف می شود. در صورت وجود ضرایب رگرسیون متغیرها در مدل حفظ شده در اندازه> 20 درصد باشند، تغییر می یابد. در نتیجه حذف، متغیر حذف شده بازیابی می شود. این کار باید تکرار شود تا تمام متغیرهای مطالعه، متغیرهای مهم آماری، متغیرهای مورد نیاز برای ساخت اصطلاحات تعامل یا قضاوت شده، حفظ شود. سرانجام، این فرآیند با ورود دوباره به صورت جداگانه در مدل چند متغیره ارزیابی می شود و سپس رویه های توضیح داده شده در بالا تکرار می شود. متغیرهای زیر به عنوان کنترل در چند متغیره از عملیات قبلی شناسایی شده است. تجزیه و تحلیل: گروه و نسل خطر (دو متغیر طراحی مطالعه)، سن، جنس، تحصیلات، تعداد علائم افسردگی درسال 35 ، تعداد وقایع منفی زندگی در شش ماه در سال 30.
برخی از اعضای G1 و G2 بیش از یک کودک داشتند. تحلیل رگرسیون لجستیک در چارچوب معادلات برآورد تعمیم یافته (GEE) انجام شده است. داده های خوشه ای در خانواده ها بر اساس رویکرد شبه احتمال کنترل گردید (لیانگ و زگر، 1986 ؛ زگر و لیانگ، 1986). واریانس نیز برای تخمین خطاهای استاندارد آزمون استفاده شد. همانطور که توسط Suktitipat و همکاران پیشنهاد شده است (2012). از یک ماتریس همبستگی و یک برآورد کننده واریانس قوی هنگام استفاده از GEE برای خانواده های بزرگ استفاده کردیم (Suktitipat و همکاران، 2012). همه تجزیه و تحلیل ها با استفاده از Proc GENMOD در SAS 9.4 انجام شده است.
با استفاده از حداکثر احتمال رگرسیون لجستیک، برای محاسبه اختلال شدید افسردگی و دینداری و معنویت با نوع دوستی نسبت شانس (OR) و نسبت شانس تعدیل شده (AOR) استفاده شده است (جدول 3). در تجزیه و تحلیل ها، از اصطلاحات تعامل مرتبه اول برای شناسایی پیامد اصلاح ارتباط اختلال شدید افسردگی و دینداری و معنویت در نوع دوستی استفاده می شود. این تجزیه و تحلیل با این فرضیه پیشبینی که دینداری و معنویت رابطه مثبت است شروع می شود و اختلال شدید افسردگی رابطه منفی دارد، و نشان دهنده یافته های مطالعات قبلی است. اهمیت آماری در p <.05 کل تعیین شده است.
جدول 1- توزیع مطالعه بر اساس نمونه های مورد مطالعه و ویژگی های دینداری / معنویت توسط گروه خطر (پرخطر و کم خطر).
کم خطر
پرخطر
مجموع
مشخصه
73/41
60/41
64/41
سن، میانگین
(4/14) 15
50
39
(6/14) 26
91
60
(6/14) 41
141
99
تولید، تعداد (درصد)
نسل 1
نسل 2
نسل 3
56
48
113
64
169
112
جنسیت، تعداد (درصد)
زن
مرد
23
23
27
13
33
33
59
22
56
56
86
35
سطح تحصیلات، تعداد (درصد)
تحصیلات تکمیلی
درجه لیسانس
کاردانی
مدرک دبیرستان
11
61
12
32
67
37
43
128
49
مذهب، تعداد (درصد)
پروتستان
کاتولیک رومی
سایر وابستگی های مذهبی
41/1
97/1
77/1
رویدادهای منفی در 6 ماه گذشته
–
77
138
–
138
77
گروه های خطر، تعداد (درصد)
پرخطر
کم خطر
11
61
47
96
58
157
اختلال شدید افسردگی، تعداد (درصد)
حال
گذشته
25
59
45
104
70
163
نوع دوستی، تعداد (درصد)
حال
گذشته
آمار: روش ما بر اساس تنظیم خوشه ای خانواده های گسترده بود همانطور که توسط Suktitipat و همکاران پیشنهاد شده است (2012)، هنگام استفاده از GEE از یک ماتریس همبستگی و یک واریانس مستقل استفاده شد (Suktitipat و همکاران، 2012). همه تجزیه و تحلیل ها با استفاده از Proc GENMOD در SAS 9.4 انجام شده است.
با استفاده از حداکثر احتمال رگرسیون لجستیک، نسبت شانس (OR) و نسبت شان تعدیل شده (AOR) برای رابطه دین / معنویت و اختلال شدید افسردگی در نوع دوستی
طبق (جدول 3) استفاده شده است. در تجزیه و تحلیل، از اصطلاحات تعامل مرتبه اول برای شناسایی پیامد رابطه دین / معنویت و اختلال شدید افسردگی در نوع دوستی استفاده شده است. تجزیه و تحلیل با این فرضیه پیشینی که رابطه دین / معنویت با نوع دوستی مثبت است و اختلال شدید افسردگی با نوع دوستی منفی است، شروع می شود. یافته های مطالعات قبلی اهمیت آماری در p <.05 تعیین شده است.
5- تایید IRB
هیئت های بررسی نهادی در دانشگاه ییل، کلمبیا دانشگاه و انستیتوی روانپزشکی ایالت نیویورک همه را تایید کردند و به منظور انجام مطالعه، رضایت کتبی آگاهانه از بزرگسالان گرفته شده است. رضایت از خردسالان همراه با رضایت کتبی والدین به دست آمد.
جدول 2- نوع دوستی توسط گروه خطر
کم خطر
پرخطر
برحسب درصد
برحسب درصد
مشخصه
24
6/28
2/18
1/21
29
20
21
3/29
سن در سال های
13-24
25-40
41-53
54-83
0/20
7/23
1/23
9/26
4/24
25
نسل
نسل 1
نسل 2
نسل 3
7/34
3/9
8/30
15
جنسیت
زن
مرد
6/13
7/22
19
15
40
3/31
1/11
8/15
سطح تحصیلات
تحصیلات تکمیلی
کارشناسی
کاردانی
دبیرستان
17
4/44
6/22
3/23
مذهب
کاتولیک رومی
پروتستان
–
8/22
25
–
پرخطر
کم خطر
6/29
3/20
5/37
20
اختلال شدید افسردگی
حال
گذشته
2/18
0/23
5/39
2/20
نوع دوستی، تعداد (درصد)
حال
گذشته
در کل نمونه ، میانگین سنی 42 سال بود. نسل های 1 ، 2 و 3 به ترتیب 15٪ ، 50٪ و 35٪ نمونه را تشکیل می دهند. زنان حدود 60٪ از نمونه کلی را تشکیل می دهند. 15٪ افراد دارای مدرک دبیرستان یا کمتر بود. حدود 25٪ دارای تحصیلات تکمیلی بودند. گروه با پرخطر تقریباً 60٪ از کل نمونه را تشکیل می دهد. بیست و یک درصد کل نمونه ها معیارهای MDD را داشته اند. 31٪ برای R / S و 25٪ برای نوع دوستی است (جدول 1).
در هر دو گروه پرخطر و کم خطر، میزان نوع دوستی مردان در مقایسه با زنان به طور قابل توجهی بالاتر است (جدول 2). فقط در گروه پرخطر، میزان نوع دوستی به طور قابل توجهی و به طور مستقیم از نظر آموزش متفاوت بود (در نتیجه به عنوان زمینه های کنترل برای مدل چند متغیره کاربرد دارد). نوع دوستی در میان افرادی که مذهب برای آنها مهم بود بیشتر بود. در گروه پرخطر، نوع دوستی در میان افراد با سابقه اختلال شدید افسردگی بیشتر بود.
در بررسی های انجام شده در نمونه کلی ، هم دینداری و معنویت و هم اختلال شدید افسردگی به طور معناداری با نوع دوستی، AOR 2.52 (95٪ CI 1.15 − 5.49) p <.02 و AOR 2.43 (95٪ CI ، 1.05 – 5.64) p <0.04 ارتباط مثبت داشتند. به ترتیب فقط در گروه پرخطر، دینداری و معنویت و اختلال شدید افسردگی هر یک به طور قابل توجه با نوع دوستی (AOR 4.69) (95٪ CI 1.39-15.84) (AOL 4.74 95٪)(CI 1.92-11.72) ارتباط مثبت داشتند. با این حال، هیچ یک از اصطلاحات ارتباط مرتبه اول که مقایسه برآورد پارامتر برای دینداری و معنویت با نوع دوستی در گروه های پرخطر در مقابل گروه های کم خطر یا برای اختلال شدید افسردگی با نوع دوستی در گروه های پرخطر در مقابل گروه های کم خطر، استاندارد اهمیت آماری را برآورد نمی کنند (جدول 3).
در گروه پرخطر، ارتباط اختلال شدید افسردگی با نوع دوستی به شدت تحت تاثیر دینداری / معنویت فرد قرار گرفت. در میان افرادی که دینداری / معنویت برای آنها مهم نبود، AOR برای ارتباط اختلال شدید افسردگی با نوع دوستی 3.12 بود (95٪ C.I. 0.64-15.30). در میان افرادی که دینداری / معنویت برای آنها مهم بود، ارتباط اختلال شدید افسردگی با نوع دوستی 55/22 بود (95٪ CI 1.23-414.60 95). یافته ها برای گروه کم خطر ناکافی بود در حالی که نوع دوستی به شدت با جنسیت مرتبط است، و اثر اصلی در مدل چند متغیره اعمال می کند.
7- بحث
بر خلاف فرضیه اولیه ما که در تحقیقات قبلی بنا شده است، ما یک ارتباط قابل توجه، نسبتاً قوی و مستقیم اختلال شدید افسردگی با نوع دوستی پیدا کردیم. در کل نمونه، افراد مبتلا به اختلال شدید افسردگی در T30 2.43 برابر احتمال طبقه بندی به عنوان نوع دوستی در T35 در مقایسه با افرادی که از این تشخیص در T30 04/0> p برخوردار نبودند. این نسبت شانس قابل تنظیم کلی 2.4، بدون وجود یک تعامل قابل توجه، روشن می کند که اثر افسردگی در رابطه با نوع دوستی فقط به گروه پرخطر محدود نمی شود بلکه نمونه کلی مطالعه را مشخص می کند، البته با یک نسبت متوسط اما هنوز قابل توجه است.
جدول 3- ارتباط دینداری / معنویت و اختلال افسردگی هر دو در سال 30 و نوع دوستی در سال 35 در گروه های پر خطر و کم خطر در نمونه های جداگانه و ترکیبی اندازه گیری شد.
p
95٪ CI
مدل های چند متغیره
p
95٪ CI
نسبت شانس
مدل های تک متغیره
متغیرهای گروه ریسک و دینداری / معنویت
02/0
04/0
15/1-49/5
05/1-64/5
52/2
43/2
01/0
04/0
20/1-18/4
02/1-93/3
24/2
01/2
دینداری / معنویت
اختلال افسردگی
نمونه های ترکیبی
013/0
001/0
39/1-11/5
21/1-55/5
69/4
74/4
03/0
02/0
13/1-11/5
21/1-55/5
40/2
59/2
/دینداری / معنویت
اختلال افسردگی بسیار مهم است
گروه پرخطر (N == 150)
54/0
93/0
38/1-11/5
21/1-55/5
55/1
89/0
45/0
73/0
58/0-67/4
15/0-78/3
6/1
74/0
دینداری / معنویت
اختلال افسردگی بسیار مهم است
گروه کم خطر
تفاوت در طراحی، نمونه گیری، اندازه گیری افسردگی و زمان ارزیابی بین کار فعلی و قبلی قابل توجه است و ممکن است برخی از اختلافات یافته ها را تشکیل دهد. دو مورد در توجه خاص هستند. اولا، در بیشتر مطالعات قبلی، طبقه بندی از افراد مبتلا به افسردگی بر اساس یک برش در چک لیست علائم بود (بارون-کوهن و همکاران، 2001 ؛ هارکنس و همکاران، 2010 ؛ بورا و برک، 2016)، چنین چک لیست هایی که فقط افسردگی بالینی را شناسایی می کنند. علاوه بر این، چک لیست هایی که معمولاً استفاده می شوند، به عنوان مثال، CES-D Okun و همکاران، 1996) به اندازه کافی بر روی معیارهای علائم DSM-IV DSM-V برای MDD این کار را نمی کنند. در نتیجه، نسبت موارد واقعی در بین افرادی که مثبت ارزیابی می شوند، نا معلوم است. از این رو، اگر تحقیق مربوط به ارتباط افسردگی شدید و نوع دوستی باشد، در بیشتر نحقیقات قبلی به این موضوع پرداخته نشده است. دوما، تحقیقات فعلی ارتباط افسردگی و نوع دوستی را به طور آینده نگر با MDD اندازه گیری می کند. این امر به زمان قابل توجهی نیاز دارد.
علی رغم اطمینان بیشتر به نظم زمانی ایجاد شده توسط طرح های آینده، ارتباط مثبت افسردگی با نوع دوستی ممکن است دقیق نباشد. پاسخ دهندگان به نظرسنجی ممکن است نوع دوستی بیش از حد بیان کنند تا خود را خوب جلوه دهند. با این حال، چرا این نوع اظهار نادرست به طور نامتناسبی در میان افرادی رخ می دهد که قبلاً به عنوان MDD در T30 طبقه بندی شده بودند، اتفاق می افتد. علاوه بر این، سطح گزارش باید وسیع باشد تا نسبت شانس را بالا ببرد.
برای ارزیابی بیشتر این امر، ما بررسی کردیم چه احساسات یا رفتارهای ستودنی دیگر نوع دوستی در سال 35 با MDD که در ارتباط بودند اندازه گیری شده است. چندین عامل، غیر از نوع دوستی، ایجاد شده توسط مک کلینتاک و همکارانش (مک کلینتاک و همکارانش در سال 2016) احساسات یا اعمالی را ارزیابی کرد که انتظار داریم پاسخ دهندگان به آن پاسخ دهند. عامل "ارتباط متقابل" شامل مواردی است که به روشهایی که فرد ارتباط با افراد دیگر را تجربه می کند، به عنوان مثال، "همه ما یک پیوند مشترک داریم"اگرچه ممکن است برای افراد دیگر سخت باشد، من احساس رابطه عاطفی با تمام بشریت دارم. " با این حال "ارتباط متقابل" با MDD ارتباط ندارد. بخشش، قدرشناسی، عادی بودن، عشق به شخص یا عشق اجتماعی چنین نیست. ارتباط نوع دوستی با MDD مصنوعی از فشارهای اجتماعی است و به عنوان تابعی از سابقه روانپزشکی پاسخ دهنده است و با توجه به شواهد این مطالعه تایید نمی شود.
یافته ما از تاثیر مستقیم MDD بر تغییرات داخلی مثبت است. در ربع قرن گذشته، چندین گروه از محققان یک نتیجه مفید از رنج روانی (و همچنین محرومیت جسمی) همراه با ناملایمات شناسایی کرده اند. استاوب و وولهارت این ایده که ناملایمات می توانند اعمال فداکارانه مهربانی را تحریک کنند، به اصطلاح نوع دوستی ناشی از رنج نامیدند (استوب و وولهارت ، 2008). تدسکی و محققان مشترک او، اولین کسی که مفهوم PTG را طراحی می کند ، از دیدگاه علمی و فلسفی تر به آن می پردازند. از نظر آنها، ضربه و از دست دادن ممکن است به شکل یک پاسخ سالم باشد که شامل یک حس ذهنی از به دست آوردن بیشتر جهان بینی مثبت، افزایش قدرت شخصی، کسبaدیدگاه والاتر، انسانی تر در زندگی و سبب رشد معنوی است (تدسکی، 1999 ، 2007). با این حال، آیا برداشت های ذهنی فرد تغییر در دیدگاههای اجتماعی او حاصل می کند. رفتار واقعی در نوع دوستی، صبر ، هدف و همدلی است (Frazier و همکاران، 2012). تا به امروز، تحقیقات کمی در مورد نقش احتمالی افسردگی به عنوان یک مکانیسم مرتبط با PTG ایجاد شده است (Eisma و همکاران، 2019 ؛ Magruder و همکاران، 2015).
حوادث منفی زندگی خطر ابتلا به اختلال افسردگی را افزایش می دهد (Dohrenwend، 1998). بنابراین ممکن است چنین باشد وقایع به طور مثبت با MDD در ارتباط است پس نوع دوستی را اصلاح کنید. چنین ارتباطی بین وقایع زندگی و MDD بوجود نیامده است.
R / S در T30 به طور مثبت و معنی داری با نوع دوستی در رابطه دارد. و توسط اکثر ادیان مورد توجه بوده است. با این حال، چالش های اخیر از دیدگاه دین به عنوان تایید از نوع دوستی نشان می دهد که این یافته ها مطمئن است. در سال های اخیر تعدادی مقاله، در درجه اول روش شناختی، نظرسنجی های سطحی را که ادعای مستند سازی دارند، ارتباط مثبت R / S با نوع دوستی یا همدلی را به چالش کشیده اند (Saroglou و همکاران، 2005 ؛ جالینوس و کلوت ، 2011 ؛ Sablosky ، 2014).
دینداری فردی با نوع دوستی کودکان رابطه معکوس داشت و متناسب با نگرشهای تنبیهی است (سیلتون و فاگل، 2010). با توجه به این زمینه، یافته های فعلی موارد بیشتری برای حمایت از یک مطالعه طولی ساده برای مثبت ارتباط بین R / S و نوع دوستی ارائه می دهند.
یافته های اصلی R / S و MDD به عنوان پیش بینی کننده نوع دوستی است. به طور کلی وقتی گروه های کم خطر و پرخطر به طور جداگانه مورد تجزیه و تحلیل قرار می گیرند، بسیاری از یافته ها به گروه با ریسک بالا محدود می شوند گرچه تفاوت بین گروه های بالا و پایین خطر در این امر قابل توجه نبود. نتایج مشابهی در چندین مطالعه دیگر بر اساس داده های مشابه ایجاد شده است اما نتایج متفاوتی داشته است (ویسمن و همکاران، 1997 ؛ کسن و همکاران، 2012). شروع بلوغ در فرزندان گروه پرخطر بیش از 10 برابر گروه کم خطر بود؛ یائسگی نیز در میان افراد گروه پرخطر بیشتر مشاهده شد (ویسمن و همکاران، 2016). یافته های اصلی چندین مطالعات دیگر مبتنی بر این داده ها فقط برای گروه پرخطر صدق می کند. خیلی از این اطلاعات نیز از برخی مطالعات R / S و افسردگی پدیدار می شود (Braam و Koenig ، 2019). ما تاکید می کنیم که عدم وجود یک اصطلاح تعامل آماری معنی دار در آزمایش اینکه آیا ارتباط MDD با نوع دوستی در گروه پر خطر در مقابل گروه کم خطر به طور قابل توجهی متفاوت است، با توجه به اندازه نمونه کم، بررسی دشوار است. تحقیقات بیشتر در این مورد ضروری است.
به نظر می رسد ارتباط MDD با نوع دوستی در بین افرادی که R / S را در زندگی خود بسیار مهم می دانند قوی تر باشد. اگر درست باشد ، چه مسیر یا مکانیزمی باعث افزایش این پاسخ به MDD اجتماعی می شود. R / S دو توضیح مهم را ارائه می دهد چارچوب مذهب و رابطه معنویت. مقابله مثبت مذهبی شامل یک تلاش فعال و عامدانه برای پرورش است حمایت معنوی، اجتماعی برای تنظیم مجدد ناملایمات مبتنی بر اصول دینی است (Pargament ، 1997 ؛ Pargament و پارک، 1995). مطالعات متعدد اثبات کرده است کنار آمدن با استرس و حوادث منفی زندگی منجر به سلامت روان و سلامت جسمی طولانی مدت می شود (Pargament و همکاران، 2004). امروزه، این روش برای تشخیص بالینی MDD گسترش نیافته است. معنویت، با سلامت روان، در ارتباط است (Sandage و همکاران، 2010 ، 2011). معنویت راهی برای ما و افراد دیگر باز می کند که خوب باشیم. از این منظر، نوع دوستی همراه با امید، به بهبود روابط انسان کمک می کند.
8- محدودیت ها
چندین ویژگی این تحقیق بین T30 و T35اعتماد ما را محدود می کند بنابراین این احتمال وجود دارد که عوامل اندازه گیری نشده دیگری یا اختلالات روانپزشکی در این فاصله رخ می دهد و ممکن است ارتباط مثبت MDD در T30 را با بهتر توضیح دهد.
معیار نوع دوستی فرصتی برای مطالعات بر اساس وضعیت ایجاد شده بیان می کند. همانطور که اشاره شد در شروع، مطالعه احتمالاً نمی تواند ارتباط مثبت نوع دوستی با افسردگی را کاملاً توضیح دهد. با این حال، نمیدانم تاثیر احساسات نوع دوستانه چیست.
در مطالعات و مشاهدات، نتایج، نمی تواند مستقیم باشد برخی از عدم اطمینان مقدار و در آخر، تاکید می کنیم که طرحی برای بررسی رابطه بین Year30 و Year35 استفاده شده است. MDD فقط در سال 30اندازه گیری می شود؛ نوع دوستی، فقط در سال 35. در نتیجه، نقاط قوت طرحهای متقاطع کلاسیک، یعنی ارزیابی متقابل روابط یا جهت گیری برخی از انجمن های مشاهده شده، هر دو مورد توجه است (Braam Koenig، 2019).
9-نتیجه گیری
در حالی که MDD "عامل خطر" اصلی در زمینه تحقیقات کنونی است، نتیجه آسیب شناسی یا اختلال نیست، اما نوع دوستی، یک ویژگی ارزشمند است. ارزش رنج، خواه با افسردگی بالینی یا مشکلات اجتماعی همراه باشد، برای کار روان درمانی و تغییرات مثبت کاملاً اثبات شده است. در اینجا باید به نقش اساسی که رنج و افسردگی می تواند در روان درمانی های معنوی موثر باشد تا آنجا که فرصتی را برای تقویت معنویت ایجاد می کند.
منابع
Ambrosini, P.J., 2000. Historical development and present status of the schedule for affective
disorders and schizophrenia for school-age children (K-SADS). J. Am. Acad.
Child Adolesc. Psychiatry. 39, 49-58. https://doi.org/10.1097/00004583-
200001000-00016.
Baron-Cohen, S., Wheelwright, S., Hill, J., Raste, Y., Plumb, I., 2001. The "Reading the
Mind in the Eyes" test revised version: a study with normal adults, and adults with
Asperger syndrome or high-functioning autism. J. Child Psychol. Psychiatry. 42,
241-251. https://doi.org/10.1111/1469-7610.00715.
Bora, E., Berk, M., 2016. Theory of mind in major depressive disorder: a meta-analysis. J.
Affect. Disord. 191, 49-55. https://doi.org/10.1016/j.jad.2015.11.023.
Braam, A.W., Koenig, H.G., 2019. Religion, spirituality and depression in prospective
studies: a systematic review. J. Affect. Disord. 257, 428-438. https://doi.org/10.
1016/j.jad.2019.06.063.
Büssing, A., Ostermann, T., Matthiessen, P.F., 2005. Role of religion and spirituality in
medical patients: confirmatory results with the spreuk questionnaire. Heal. Qual. Life
Outcomes. 3, 10. https://doi.org/10.1186/1477-7525-3-10.
Clark, C.B., Thorne, C.B., Hardy, S., Cropsey, K.L., 2013. Cooperation and depressive
symptoms. J. Affect. Disord. 150, 1184-1187. https://doi.org/10.1016/j.jad.2013.
05.011.
Cusi, A.M., MacQueen, G.M., Spreng, R.N., McKinnon, M.C., 2011. Altered empathic
responding in major depressive disorder: relation to symptom severity, illness
burden, and psychosocial outcome. Psychiatry Res 188, 231-236. https://doi.org/10.
1016/j.psychres.2011.04.013.
Decety, J., 2010. The neurodevelopment of empathy in humans. Dev. Neurosci. 32,
257-267. https://doi.org/10.1159/000317771.
Desrosiers, A., Miller, L., 2007. Relational spirituality and depression in adolescent girls.
J. Clin. Psychol. 63, 1021-1037. https://doi.org/10.1002/jclp.20409.
Dohrenwend, B.P., 1998. Adversity, stress, and psychopathology. Oxford University Press,
New York.
Donges, U.S., Kersting, A., Dannlowski, U., Lalee-Mentzel, J., Arolt, V., Suslow, T., 2005.
Reduced awareness of others' emotions in unipolar depressed patients. J. Nerv. Ment.
Dis. 193, 331-337. https://doi.org/10.1097/01.nmd.0000161683.02482.19.
Eisenberg, N., Miller, P.A., 1987. The relation of empathy to prosocial and related behaviors.
Psychol. Bull. 101, 91-119. https://doi.org/10.1037/0033-2909.101.1.91.
Eisma, M.C., Lenferink, L.I.M., Stroebe, M.S., Boelen, P.A., Schut, H.A.W., 2019. No pain,
no gain: cross-lagged analyses of posttraumatic growth and anxiety, depression,
posttraumatic stress and prolonged grief symptoms after loss. Anxiety, Stress Coping
32, 231-243. https://doi.org/10.1080/10615806.2019.1584293.
Ekinci, O., Ekinci, A., 2016. Relationship between empathic responding and its clinical
characteristics in patients with major depressive disorder. Dusunen Adam J.
Psychiatry Neurol. Sci. 29, 145-154. https://doi.org/10.5350/dajpn2016290206.
Fendrich, M., Warner, V., Weissman, M.M., 1990. Family risk factors, parental depression,
and psychopathology in offspring. Dev. Psychol. 26, 40-50. https://doi.org/10.1037/
0012-1649.26.1.40.
Frazier, P., Greer, C., Gabrielsen, S., Tennen, H., Park, C., Tomich, P., 2012. The relation
between trauma exposure and prosocial behavior. Psychol. Trauma Theory, Res.
Pract. Policy. 5, 286-294. https://doi.org/10.1037/a0027255.
Galen, L.W., Kloet, J.D., 2011. Mental well-being in the religious and the non-religious:
evidence for a curvilinear relationship. Ment. Heal. Relig. Cult. 14, 673-689. https://
doi.org/10.1080/13674676.2010.510829.
Greenberg, D.M., Baron-Cohen, S., Rosenberg, N., Fonagy, P., Rentfrow, P.J., 2018.
Elevated empathy in adults following childhood trauma. PLoS ONE 13. https://doi.
org/10.1371/journal.pone.0203886.
Harkness, K.L., Jacobson, J.A., Duong, D., Sabbagh, M.A., 2010. Mental state decoding in
past major depression: effect of sad versus happy mood induction. Cogn. Emot. 24,
497-513. https://doi.org/10.1080/02699930902750249.
Harkness, K.L., Sabbagh, M.A., Jacobson, J.A., Chowdrey, N.K., Chen, T., 2005. Enhanced
accuracy of mental state decoding in dysphoric college students. Cogn. Emot. https://
doi.org/10.1080/02699930541000110.
Holmes, T.H., Rahe, R.H., 1967. The social readjustment rating scale. J. psychosom. Res
11, 213-221. https://doi.org/10.1016/0022-3999(67)90010-4.
Hosmer, D.W., Lemeshow, S., Sturdivant, R.X., 2013. Applied Logistic Regression: Third
Edition. https://doi.org/10.1002/9781118548387.
Idler, E.L., Musick, M.A., Ellison, C.G., George, L.K., Krause, N., Ory, M.G., Pargament,
K.I., Powell, L.H., Underwood, L.G., Williams, D.R., 2003. Measuring multiple dimensions
of religion and spirituality for health research: conceptual background and
findings from the 1998 general social survey. Res. Aging 25, 327-365. https://doi.
org/10.1177/0164027503025004001.
Kasen, S., Wickramaratne, P., Gameroff, M.J., Weissman, M.M., 2012. Religiosity and
resilience in persons at high risk for major depression. Psychol. Med. 42, 509-519.
https://doi.org/10.1017/S0033291711001516.
Kendler, K.S., Karkowski, L.M., Prescott, C.A., 1999. Causal relationship between stressful
life events and the onset of major depression. Am. J. Psychiatry. 156, 837-841.
https://doi.org/10.1176/ajp.156.6.837.
Kessler, R.C., 1997. The effects of stressful life events on depression. Annu. Rev. Psychol.
48, 191-208. https://doi.org/10.1146/annurev.psych.48.1.191.
Krause, N., Hayward, R.D., 2015. Humility, compassion, and gratitude to God: assessing
the relationships among key religious virtues. Psycholog. Relig. Spiritual. 7, 192-204.
https://doi.org/10.1037/rel0000028.
Kroenke, K., Spitzer, R.L., Williams, J.B.W., 2001. The PHQ-9: validity of a brief depression
severity measure. J. Gen. Intern. Med. 16, 606-613. https://doi.org/10.
1046/j.1525-1497.2001.016009606.x.
Kupferberg, A., Bicks, L., Hasler, G., 2016. Social functioning in major depressive disorder.
Neurosci. Biobehav. Rev. https://doi.org/10.1016/j.neubiorev.2016.07.002.
Larson, D.B., Larson, S.S., 2003. Spirituality's potential relevance to physical and emotional
health: a brief review of quantitative research. J. Psychol. Theol. 31, 37-51.
https://doi.org/10.1177/009164710303100104.
Levin, J., 2000. A prolegomenon to an epidemiology of love: theory, measurement, and
health outcomes. J. Soc. Clin. Psychol. 19, 117-136. https://doi.org/10.1521/jscp.
2000.19.1.117.
Liang, K.Y., Zeger, S.L., 1986. Longitudinal data analysis using generalized linear models.
Biometrika 73, 13-22. https://doi.org/10.1093/biomet/73.1.13.
Lim, D., DeSteno, D., 2016. Suffering and compassion: the links among adverse life experiences,
empathy, compassion, and prosocial behavior. Emotion 16, 175-182.
https://doi.org/10.1037/emo0000144.
Magruder, K.M., Kiliç, C., Koryürek, M.M., 2015. Relationship of posttraumatic growth to
symptoms of posttraumatic stress disorder and depression: a pilot study of Iraqi
students. Int. J. Psychol. 50, 402-406. https://doi.org/10.1002/ijop.12146.
Mannuzza, S., Fyer, A.J., Klein, D.F., Endicott, J., 1986. Schedule for affective disorders
and schizophrenia-lifetime version modified for the study of anxiety disorders (SADSLA):
rationale and conceptual development. J. Psychiatr. Res. 20, 317-325. https://
doi.org/10.1016/0022-3956(86)90034-8.
Marsh, H.W., Lüdtke, O., Muthén, B., Asparouhov, T., Morin, A.J.S., Trautwein, U.,
Nagengast, B., 2010. A new look at the big five factor structure through exploratory
structural equation modeling. Psychol. Assess. 22, 471-491. https://doi.org/10.
1037/a0019227.
McClintock, C.H., Anderson, M., Svob, C., Wickramaratne, P., Neugebauer, R., Miller, L.,
Weissman, M.M., 2018. Multidimensional understanding of religiosity/spirituality:
relationship to major depression and familial risk. Psychol. Med 1-10. https://doi.
org/10.1017/S0033291718003276.
McClintock, C.H., Lau, E., Miller, L., 2016. Phenotypic dimensions of spirituality: implications
for mental health in China, India, and the United States. Front. Psychol 7.
https://doi.org/10.3389/fpsyg.2016.01600.
Miller, L., Warner, V., Wickramaratne, P., Weissman, M., 1997. Religiosity and depression:
ten-year follow-up of depressed mothers and offspring. J. Am. Acad. Child
Adolesc. Psychiatry. 36, 1416-1425. https://doi.org/10.1097/00004583-
199710000-00024.
Miller, L., Wickramaratne, P., Gameroff, M.J., Sage, M., Tenke, C.E., Weissman, M.M.,
2012. Religiosity and major depression in adults at high risk: a ten-year prospective
study. Am. J. Psychiatry. 169, 89-94. https://doi.org/10.1176/appi.ajp.2011.
10121823.
Nejati, V., Zabihzadeh, A., Maleki, G., Tehranchi, A., 2012. Mind reading and mindfulness
deficits in patients with major depression disorder. Procedia – Soc. Behav. Sci. 32,
431-437. https://doi.org/10.1016/j.sbspro.2012.01.065.
Okun, A., Stein, R.E.K., Bauman, L.J., Silver, E.J., 1996. Content validity of the psychiatric
symptom index, CES-Depression scale, and state-trait anxiety inventory from
the perspective of DSM-IV. Psychol. Rep. 79, 1059-1069. https://doi.org/10.2466/
pr0.1996.79.3.1059.
Pargament, K.I., 1997. The Psychology of Religion and Coping: Theory Research Practice.
Guilford Press, New York, NY, US.
Pargament, K.I., Koenig, H.G., Tarakeshwar, N., Hahn, J., 2004. Religious coping methods
as predictors of psychological, physical and spiritual outcomes among medically ill
elderly patients: a two-year longitudinal study. J. Health Psychol. 9, 713-730.
https://doi.org/10.1177/1359105304045366.
Pargament, K.I., Park, C.L., 1995. Merely a defense? The variety of religious means and
ends. J. Soc. Issues 51, 13-32. https://doi.org/10.1111/j.1540-4560.1995.
tb01321.x.
Regier, D.A., Burke, J.D., 1987. Psychiatric disorders in the community: the epidemiological
catchment area study. Am. Psychiatr. Assoc. Annu. Rev. 6, 610-624.
Sablosky, R., 2014. Does religion foster generosity? Soc. Sci. J. 51, 545-555. https://doi.
org/10.1016/j.soscij.2014.03.012.
Sandage, S.J., Hill, P.C., Vaubel, D.C., 2011. Generativity, relational spirituality, gratitude,
and mental health: relationships and pathways. Int. J. Psychol. Relig. 21, 1-16.
https://doi.org/10.1080/10508619.2011.532439.
Sandage, S.J., Jankowski, P.J., Link, D.C., 2010. Quest and spiritual development moderated
by spiritual transformation. J. Psychol. Theol. 38, 15-31. https://doi.org/10.
1177/009164711003800102.
Saroglou, V., Pichon, I., Trompette, L., Verschueren, M., Dernelle, R., 2005. Prosocial
behavior and religion: new evidence based on projective measures and peer ratings.
J. Sci. Study Relig. 44, 323-348. https://doi.org/10.1111/j.1468-5906.2005.
00289.x.
Saslow, L.R., Willer, R., Feinberg, M., Piff, P.K., Clark, K., Keltner, D., Saturn, S.R., 2013.
My brother's keeper?: Compassion predicts generosity more among less religious
individuals. Soc. Psychol. Personal. Sci 4, 31-38. https://doi.org/10.1177/
1948550612444137.
Schmitt, T.A., Sass, D.A., 2011. Rotation criteria and hypothesis testing for exploratory
factor analysis: implications for factor pattern loadings and interfactor correlations.
Educ. Psychol. Meas. 71, 95-113. https://doi.org/10.1177/0013164410387348.
Silton, N.R., Fogel, J., 2010. Religiosity, empathy, and psychopathology among young
adult children of rabbis. Arch. Psychol. Relig. 32, 277-291. https://doi.org/10.1163/
157361210X532040.
Staub, E., Vollhardt, J., 2008. Altruism born of suffering: the roots of caring and helping
after victimization and other trauma. Am. J. Orthopsychiatry. 78, 267-280. https://
doi.org/10.1037/a0014223.
Suktitipat, B., Mathias, R.A., Vaidya, D., Yanek, L.R., Young, J.H., Becker, L.C., Becker,
D.M., Wilson, A.F., Daniele, Fallin, M., 2012. The robustness of generalized estimating
equations for association tests in extended family data. Hum. Hered. 74,
17-26. https://doi.org/10.1159/000341636.
Tedeschi, R.G., 1999. Violence transformed: posttraumatic growth in survivors and their
societies. Aggress. Violent Behav. 4, 319-341. https://doi.org/10.1016/s1359-
1789(98)00005-6.
Tedeschi, R.G., Calhoun, L.G., Cann, A., 2007. Evaluating resource gain: understanding
and misunderstanding posttraumatic growth. Appl. Psychol. 56, 396-406. https://
doi.org/10.1111/j.1464-0597.2007.00299.x.
Tone, E.B., Tully, E.C., 2014. Empathy as a "risky strength": a multilevel examination of
empathy and risk for internalizing disorders. Dev. Psychopathol. 26, 1547-1565.
https://doi.org/10.1017/s0954579414001199.
Weissman, M.M., Warner, V., Wickramaratne, P., Moreau, D., Olfson, M.V., 1997.
Offspring of depressed parents: 10 years later. Arch. Gen. Psychiatry. 54, 932-940.
https://doi.org/10.1001/archpsyc.1997.01830220054009.
Weissman, M.M., Wickramaratne, P., Gameroff, M.J., Warner, V., Pilowsky, D., Kohad,
R.G., Verdeli, H., Skipper, J., Talati, A., 2016. Offspring of depressed parents: 30
years later. Am. J. Psychiatry. 173, 1024-1032. https://doi.org/10.1176/appi.ajp.
2016.15101327.
Zahn-Waxler, C., Van Hulle, C., 2012. Empathy, guilt, and depression: when caring for
others becomes costly to children. In: Oakley, B., Knafo, A., Madhavan, G., Wilson, D
(Eds.), Pathological Altruism. Oxford University Press, Oxford, New York, pp.
321-344. https://doi.org/10.1093/acprof:oso/9780199738571.003.0224.
Zeger, S.L., Liang, K.-.Y., 1986. Longitudinal data analysis for discrete and continuous
outcomes. Biometrics 42, 121. https://doi.org/10.2307/2531248.
رابطه دین / معنویت و اختلال شدید افسردگی درنوع دوستی