دوره 23، شماره 6 - ( بهمن و اسفند 1403 )
جلد 23 شماره 6 صفحات 32-16 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Dinarvand M R, Bakhshipour A, Heshmati R. Investigating the Relationship between Perceived Social Support and Psychological Distress in Students and the Mediating Role of Emotional Incompetence among Students of Tabriz University. TB 2025; 23 (6) :16-32
URL: http://tbj.ssu.ac.ir/article-1-3727-fa.html
URL: http://tbj.ssu.ac.ir/article-1-3727-fa.html
دیناروند محمدرضا، بخشی پور عباس، حشمتی رسول. بررسی رابطه حمایت اجتماعی ادراک‌شده با آشفتگی روانشناختی در دانشجویان و نقش واسطه‌ای ناگویی هیجانی دانشجویان دانشگاه تبریز. طلوع بهداشت. 1403; 23 (6) :16-32
دانشگاه تبریز ، drboacademy@gmail.com
متن کامل [PDF 866 kb]
(213 دریافت)
| چکیده (HTML) (309 مشاهده)
متن کامل: (543 مشاهده)
بررسی رابطه حمایت اجتماعی ادراک‌شده با آشفتگی روانشناختی در دانشجویان و نقش واسطه‌ای ناگویی هیجانی دانشجویان دانشگاه تبریز
نویسندگان: محمدرضا دیناروند۱، عباس بخشی‌پور۲، رسول حشمتی۳
۱. دانش آموخته کارشناسی‌ارشد روانشناسی بالینی، دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی، دانشگاه تبریز، تبریز، ایران
۲. نویسنده مسئول: استاد گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه تبریز، تبریز، ایران
تلفن تماس: ۰۹۱۶۶۷۶۱۹۷۶ drboacademy@gmail.com : Email
۳. استاد گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه تبریز، تبریز، ایران
چکیده
مقدمه: حمایت اجتماعی اداره شده و ناگویی هیجانی از مهم‌ترین عوامل مرتبط با آشفتگی روانشناختی دانشجویان هستند. هدف پژوهش حاضر بررسی رابطه حمایت اجتماعی ادراک‌شده با آشفتگی روانشناختی در دانشجویان و نقش واسطه‌ای ناگویی هیجانی دانشجویان دانشگاه تبریز بود.
روش بررسی: روش پژوهش بنیادی و به‌صورت توصیفی-همبستگی از نوع تحلیل مسیر بود .جامعه آماری شامل دانشجویان هرد و جنس تمامی رشته ها و همه مقاطع تحصیلی دانشگاه تبریز در سال ۱۴۰۲ بود که از میان آن‌ها، ۲۰۳ نفر به روش تصادفی برگزیده شدند. ابزارهای جمع‌آوری داده‌ها شامل مقیاس ناگویی هیجانی تورنتو(۱۹۹۴)، مقیاس استرس، اضطراب و افسردگی لاویبوند و لاویبوند(۱۹۹۵) و پرسشنامه حمایت اجتماعی ادراک‌شده زیمت(۱۹۹۸) بود. برای تجزیه و تحلیل داده‌ها در بخش توصیفی با نرم‌افزار SPSS نسخه ۲۶، شاخص‌های مرکزی و پراکندگی بررسی و برای آزمون فرضیه‌ها از تحلیل مسیر با نرم‌افزار Amos استفاده شد.
یافته‌ها: اثر مستقیم حمایت اجتماعی ادراک‌شده بر ناگویی هیجانی منفی(۰۰۱/۰P<) و اثر مستقیم ناگویی هیجانی بر آشفتگی روانشناختی مثبت و معنی‌دار بود(۰۰۱/۰P<) اما اثر مستقیم حمایت اجتماعی ادراک‌شده بر آشفتگی روانشناختی معنی‌دار نبود(۱۹۰/۰P>). همچنین اثر غیرمستقیم حمایت اجتماعی ادراک‌شده بر آشفتگی روانشناختی از طریق ناگویی هیجانی منفی و معنی‌دار بود(۰۰۱/۰P<).
نتیجه‌گیری: نتایج این مطالعه نشان می‌دهد ناگویی هیجانی به عنوان یک میانجی مهم و با تاثیر منفی بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده با آشفتگی روانشناختی دانشجویان عمل می‌کند. پیشنهاد می‌شود برای کاهش ناگویی هیجانی در دانشجویان، تقویت شبکه‌های حمایتی و آموزش مهارت‌های ارتباطی صورت گیرد. همچنین برگزاری دوره‌های آموزشی در محیط‌های دانشگاهی می‌تواند به بهبود سلامت روان و کاهش آشفتگی روانشناختی کمک کند.
واژه‌های کلیدی: حمایت اجتماعی، آشفتگی روانشناختی، ناگویی هیجانی، دانشجویان
۰5/۰P<
بحث و نتیجه گیری
این پژوهش با هدف بررسی رابطه حمایت اجتماعی ادراک‌شده با آشفتگی روانشناختی در دانشجویان و نقش واسطه‌ای ناگویی هیجانی دانشجویان دانشگاه تبریز انجام شد. نتایج تحلیل اولین یافته این پژوهش حاکی از آن است که حمایت اجتماعی ادراک‌شده با ناگویی هیجانی رابطه‌ای منفی و معنادار دارد که این با یافته‌های تحقیق نجفی و همکاران(۱۴) که بررسی نقش شفقت به خود و ناگویی هیجانی در پیش بینی حمایت اجتماعی ادراک شده در بزرگسالان غیر بالینی شهر مشهد پرداختند و نشان دادند که حمایت اجتماعی ادراک شده با شفقت به خود رابطه مثبت و با ناگویی هیجانی رابطه منفی داشت همسو بود(۱۴). همچنین تحقیقی نیز در کشور ترکیه توسط کلیک و همکاران (۲۸) انجام شده است که به بررسی ارتباط بین ناگویی هیجانی و حمایت اجتماعی در افراد دیابتی پرداخته است. نتایج این تحقیق نشان داد که این دو متغیر دارای رابطه منفی هستند و یافته‌های تحقیق حاضر نیز با این نتایج همخوانی داشت(۲۸).
در تبیین اولین یافته پژوهش حال می‌توان به دو سازوکار اصلی اشاره کرد: اعتبار بخشی و مهارت‌های اجتماعی. نخست حمایت اجتماعی ادراک‌شده، به‌ویژه از سوی روابطی مانند همکلاسی‌ها و دوستان در محیط دانشگاه و خوابگاه، فضایی را برای اعتباربخشی و ابراز هیجانات فراهم می‌آورد(۹). این نوع حمایت به دانشجویان کمک می‌کند تا هیجانات خود را بهتر شناسایی و ابراز کنند و در نتیجه خصایص ناگویی هیجانی در آن‌ها کاهش می‌یابد. به طور مشابه در روابط عاطفی و دوستی‌های نزدیک، دانشجویانی که حمایت ادراک‌شده بالاتری از همسالان و هم کلاسی‌های خود دارند خصایص ناگویی هیجانی کمتری را گزارش کرده‌اند که این امر نشان‌دهنده نقش تعاملات حمایتی در ارتقای آگاهی و ابراز هیجانات است(۱۴). دومین سازوکار به مهارت‌های اجتماعی مربوط می‌شود. بدین معنا که شبکه‌های حمایت اجتماعی در دانشگاه با ایجاد فرصت‌هایی برای تعاملات اجتماعی، موجب تقویت و ارتقای مهارت‌های اجتماعی دانشجویان می‌شوند(۲۸). مهارت‌های اجتماعی بهبود یافته نیز توانایی فرد را در شناسایی و توصیف بهتر هیجانات افزایش داده و در نهایت به کاهش ناگویی هیجانی منجر می‌شود(۱۶). بنابراین حمایت اجتماعی ادراک‌شده از روابط نزدیک مانند دوستی‌ها، کلاس درس و تعاملات در خوابگاه نه تنها به شناسایی و ابراز هیجانات کمک می‌کند بلکه موجب کاهش ناگویی هیجانی نیز می‌شود. همچنین حمایت از دوستان و همکلاسی‌ها با فراهم کردن فرصت‌های تعاملات اجتماعی و تقویت مهارت‌های اجتماعی، سطوح پایین‌تری از ناگویی هیجانی را در دانشجویان به همراه دارد.
دومین یافته پژوهش حاضر نشان داد که ناگویی هیجانی با آشفتگی روانشناختی(اضطراب، استرس و افسردگی) رابطه مثبت و معنی‌داری دارد. این یافته با تحقیقات پیشین در این حوزه از جمله مطالعه نرگسی و همکاران(۱۸) که بر روی دانشجویان انجام شده بود همخوانی دارد. نرگسی و همکاران نشان دادند که ناگویی هیجانی و حساسیت اضطرابی به طور مستقیم و معنادار با ناکارآمدی راهبردهای تنظیم هیجان و علائم وسواس اجباری مرتبط هستند؛ در حالی که تحمل پریشانی رابطه منفی معناداری با این عوامل دارد. همچنین تحقیق نریمانی و همکاران(۱۹) که بر روی زنان مبتلا به سرطان صورت گرفته بود نشان داده است که ناگویی هیجانی و ذهن‌آگاهی می‌توانند به طور معناداری افسردگی و اضطراب این زنان را پیش‌بینی کنند. در خارج از ایران نیز تحقیقی توسط دپبویلو و فاندیک(۵) بر روی دانش‌آموزان دبیرستانی انجام شد که نتایج نشان داد پریشانی روانی با ناگویی هیجانی، مشکلات عاطفی، غذا خوردن کنترل نشده و محدودیت شناختی ارتباط مثبت دارد و نتایج تحقیق حاضر نیز با این یافته ها همسو بود.
در تبیین این تایج می‌توان بیان داشت که ناگویی هیجانی که به ناتوانی در شناسایی و بیان هیجانات اشاره دارد می‌تواند تأثیرات عمیقی بر زندگی دانشجویان در محیط دانشگاه و خوابگاه داشته باشد. این ناتوانی فرآیندهای عادی تنظیم هیجان را مختل کرده و دانشجویان را در مواجهه با چالش‌های تحصیلی، اجتماعی و فردی آسیب‌پذیرتر می‌کند. زمانی که فرد قادر به شناسایی و توصیف احساسات خود نیست این وضعیت می‌تواند منجر به افزایش عواطف منفی مانند استرس، اضطراب یا حتی افسردگی شود و در نهایت مشکلات روانشناختی پایداری ایجاد کند(۵). در محیط دانشگاه جایی که تعاملات اجتماعی با همسالان و همکلاسی‌ها بخش مهمی از تجربه دانشجویی را تشکیل می‌دهد ناتوانی در بیان احساسات می‌تواند منجر به کاهش کیفیت ارتباطات اجتماعی شود. بعضی افراد ممکن است نتوانند احساسات خود را به‌درستی با دیگران در میان بگذارند یا درک متقابل مناسبی از احساسات دیگران داشته باشند که این امر می‌تواند به انزوای اجتماعی و احساس تنهایی منجر شود(۱۸).
در خوابگاه‌ها نیز که تعاملات روزمره میان دانشجویان بیشتر است ناگویی هیجانی ممکن است باعث ایجاد سوءتفاهم‌ها، کاهش حمایت اجتماعی و حتی تنش‌های بین‌فردی شود. علاوه بر این سرکوبی هیجانات ناشی از ناتوانی در بیان احساسات می‌تواند به افزایش فشار روانی منجر گردد و فرد را از استفاده از راهبردهای مؤثر تنظیم هیجان بازدارد. این وضعیت نه‌تنها بر سلامت روان فرد تأثیر می‌گذارد؛ بلکه ممکن است الگوهای منفی تفکر و رفتار را تقویت کند که خود عامل تشدید مشکلات روانشناختی است(۱۹). بنابراین ناگویی هیجانی نه‌تنها یک مسئله فردی بلکه یک چالش جمعی در محیط‌های دانشگاهی محسوب می‌شود که نیازمند توجه ویژه است. ایجاد برنامه‌های آموزشی برای تقویت مهارت‌های تنظیم هیجان، ارائه خدمات مشاوره‌ای و فراهم کردن فضایی حمایتگر در دانشگاه‌ها و خوابگاه‌ها می‌تواند به دانشجویان کمک کند تا توانایی شناسایی و بیان احساسات خود را تقویت کرده و از پیامدهای منفی ناگویی هیجانی پیشگیری کنند.
سومین یافته این تحقیق نشان داد که بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی رابطه‌ای معنادار وجود ندارد. این در حالی است که پیشینه تحقیق این رابطه را تأیید کرده بود. با این حال، نتایج این پژوهش با تحقیق تمنایی‌فر و سلیمانیان(۲۹) که به بررسی نقش میانجی تاب‌آوری و خودکارآمدی در ارتباط بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و پریشانی روانشناختی در بیماران مبتلا به سرطان پستان پرداخته بودند و نشان دادند که مسیر مستقیم حمایت اجتماعی ادراک‌شده بر پریشانی روانشناختی معنادار نیست، همخوانی داشت.
در تبیین این نتایج می‌توان بیان کرد در محیط دانشگاه، دانشجویان با چالش‌ها و فشارهای متعددی روبه‌رو هستند که می‌تواند بر سلامت روان آن‌ها تأثیر بگذارد و یکی از عوامل کلیدی که می‌تواند به کاهش این فشارها کمک کند حمایت اجتماعی است. با این حال عدم وجود رابطه معنادار بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی ممکن است به دلیل تفاوت‌های فردی در درک و تجربه این حمایت باشد(۲۹). دانشجویان با پیشینه‌های فرهنگی و اجتماعی متفاوت ممکن است حمایت اجتماعی را به شیوه‌های مختلفی تجربه کنند؛ به عنوان مثال فردی که در یک فرهنگ جمع‌گرا بزرگ شده، ممکن است حمایت اجتماعی را به شکل نزدیکی و تعاملات گروهی ببیند؛ در حالی که دانشجویی از یک فرهنگ فردگرا بیشتر بر استقلال تأکید کند(۱۳). علاوه بر این نوع و کیفیت حمایت اجتماعی نیز نقش مهمی در سلامت روان ایفا می‌کند؛ اگر حمایت اجتماعی نامناسب یا غیر مؤثر باشد، ممکن است نه تنها به کاهش آشفتگی روانشناختی کمک نکند بلکه آن را تشدید کند(۱۳). برای مثال اگر همکلاسی‌ها یا دوستان نتوانند نیازهای واقعی یک دانشجو را درک کنند یا به آن پاسخ دهند، این احساس ناکامی می‌تواند منجر به افزایش اضطراب و افسردگی شود. همچنین عوامل محیطی و موقعیتی مانند شرایط بحرانی یا استرس‌زا نیز می‌توانند بر این رابطه تأثیرگذار باشند؛ حتی اگر دانشجویان از حمایت اجتماعی بالایی برخوردار باشند در مواقعی مانند امتحانات نهایی یا فشارهای مالی ممکن است نتوانند به طور مؤثری از آن بهره‌برداری کنند و فشارهای روانی به حدی زیاد شود که حمایت اجتماعی نتواند به‌عنوان یک عامل محافظتی عمل کند(۱۴).
در نهایت توجه به متغیرهای میانجی یا تعدیل‌کننده مانند عوامل عاطفی و هیجانی نیز ضروری است؛ ناگویی هیجانی و توانایی مدیریت احساسات می‌تواند بر نحوه تجربه و ادراک حمایت اجتماعی تأثیر بگذارد. به طور کلی عدم وجود رابطه معنادار بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی ممکن است ناشی از پیچیدگی‌های فردی، محیطی و فرهنگی باشد که در تحقیقات قبلی کمتر مورد توجه قرار گرفته‌اند حتی در تحقیق تمنایی‌فر و سلیمانیان(۲۹) که رابطه بین این دو متغیر معنی دار نبود بعد از اعمال میانجی گری تاب آوری و خود کار آمدی اثر غیر مستقیم مثبت و معنا داربود و چهارمین یافته پژوهش حال این مورد را با میانجیگری ناگویی هیجانی بررسی کرده بود.
یافته چهارم پژوهش نشان داد بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی با میانجیگری ناگویی هیجانی رابطه منفی و معنادار وجود دارد که این نتیجه با یافته‌های تحقیقات قبلی در این زمینه همخوانی دارد. مانند تحقیق محمد بیگی و همکاران(۳۰) که در مطالعه‌ای به بررسی الگوی ساختاری افسردگی، اضطراب و استرس بر اساس ترومای کودکی و حمایت اجتماعی ادراک‌شده با میانجیگری ناگویی هیجانی در بیماران مبتلا به صرع پرداختند و نتایج نشان داد که ناگویی هیجانی به‌عنوان یک عامل تعدیل‌کننده منفی در ارتباط با آشفتگی روانشناختی(شامل اضطراب، استرس و افسردگی) عمل می‌کند. همچنین حقیق سحر خیزان و آزادی(۳۱) نشان داد که تأثیر استرس ادراک‌شده، حمایت اجتماعی و شفقت به خود بر رفتار خوردن آشفته از طریق میانجیگری ناگویی هیجانی نیز منفی و معنادار است.
در خارج از ایران نیز تحقیقی توسط پی و همکاران(۳۲) تحت عنوان ناگویی هیجانی، حمایت اجتماعی، افسردگی و فرسودگی شغلی در میان پرستاران اورژانس کشور چین انجام شده است که نتایج این تحقیق نشان داد که ناگویی هیجانی با فرسودگی شغلی و افسردگی ارتباط مثبت دارد و تأثیر منفی بر حمایت اجتماعی می‌گذارد؛ همچنین افسردگی به طور مستقیم و غیرمستقیم از طریق حمایت اجتماعی با فرسودگی شغلی مرتبط بود و ناگویی هیجانی به‌عنوان مهم‌ترین عامل تأثیرگذار بر فرسودگی شغلی شناسایی شد که این نتایج با یافته‌های پژوهش حال همسو می‌باشد.
در تبین یافته چهارم این پژوهش می‌توان بیان کرد که ناگویی هیجانی به‌عنوان یک ویژگی روانشناختی به دشواری در شناسایی و توصیف هیجان ها اشاره دارد و می‌تواند تأثیرات قابل‌توجهی بر روابط اجتماعی دانشجویان با همسالان و همکلاسی‌ها داشته باشد. این ویژگی مانع از بهره‌برداری مؤثر از حمایت اجتماعی می‌شود و به افزایش مشکلات روانشناختی از جمله افسردگی و اضطراب منجر می‌گردد. در محیط دانشگاه جایی که تعاملات اجتماعی و ارتباطات بین فردی از اهمیت بالایی برخوردار است، دانشجویانی که در شناسایی و بیان احساسات خود مشکل دارند، معمولاً روابط نزدیک‌تری برقرار نمی‌کنند و این ناتوانی در برقراری ارتباط منجر به کاهش حمایت اجتماعی ادراک‌شده می‌شود(۳۰). این موضوع می‌تواند احساس تنهایی را افزایش داده و کیفیت روابط اجتماعی را کاهش دهد. ناگویی هیجانی به‌عنوان یک واسطه در ارتباط بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و مشکلات روانشناختی عمل می‌کند و این واسطه‌گری به دلیل نقص در مهارت‌های اجتماعی اتفاق می‌افتد(۳۱). افرادی که توانایی بیشتری در شناسایی و بیان هیجانات خود دارند معمولاً روابط اجتماعی بهتری برقرار کرده و از حمایت اجتماعی بیشتری بهره‌مند می‌شوند اما دانشجویانی که در این زمینه ضعف دارند ممکن است نتوانند به طور مؤثری از حمایت اجتماعی موجود بهره‌برداری کنند(۳۲). محیط دانشگاه و خوابگاه‌ها که بسترهای مناسبی برای ایجاد روابط اجتماعی هستند می‌توانند تحت تأثیر ناگویی هیجانی قرار گیرند؛ چراکه فشارهای تحصیلی، دوری از خانواده و نیاز به سازگاری با محیط جدید، چالش‌های روانشناختی را تشدید می‌کنند. بنابراین آموزش مهارت‌های تنظیم هیجان و تقویت توانایی‌های اجتماعی در دانشگاه‌ها می‌تواند به بهبود کیفیت روابط و کاهش مشکلات روانشناختی کمک کند. در نهایت وجود حمایت اجتماعی ادراک‌شده می‌تواند نقش مهمی در کاهش مشکلات روانشناختی ایفا کند، اما این تأثیر به شدت تحت تأثیر توانایی فرد در شناسایی و بیان هیجانات خود قرار دارد.
در نهایت نتایج کلی پژوهش حاکی از آن بود که حمایت اجتماعی ادراک‌شده با ناگویی هیجانی رابطه منفی و معناداری داشت. ناگویی هیجانی با آشفتگی روانشناختی رابطه مثبت و معناداری داشت و ناتوانی در بیان احساسات می‌تواند به مشکلات روانشناختی منجر شود. در عین حال میان حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی رابطه معناداری مشاهده نشد. پیشنهاد می‌شود که با تقویت شبکه‌های حمایتی و آموزش مهارت‌های ارتباطی در میان جوانان و دانشجویان به کاهش ناگویی هیجانی کمک شود. ایجاد و تقویت این شبکه‌ها و برگزاری دوره‌های آموزشی برای ارتقای مهارت‌های ارتباطی و عاطفی افراد به ویژه در محیط‌های آموزشی و دانشگاهی، می‌تواند به بهبود سلامت روان و کاهش آشفتگی روانشناختی دانشجویان منجر گردد. همچنین، آموزش مهارت‌های تنظیم هیجان و ابراز هیجان می‌تواند ناگویی هیجانی را کاهش دهد.
پژوهش حاضر دارای نقاط قوت و محدودیت‌هایی بود که می‌تواند بر نتایج آن تأثیرگذار باشد. از جمله نقاط قوت این تحقیق می‌توان به استفاده از نمونه‌گیری خوشه‌ای، حجم نمونه مناسب، به‌کارگیری ابزارهای معتبر و انتخاب روش‌های آماری دقیق اشاره کرد.
محدودیت‌های موجود شامل استفاده از ابزارهای خودسنجی بود که ممکن است پاسخ‌ها را تحت تأثیر سوگیری قرار دهد و همچنین تمرکز بر قشر دانشجویان که ممکن است تعمیم نتایج به کل جامعه را با چالش‌هایی مواجه کند. پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آتی با نظارت دقیق‌تر و استفاده از ابزارهایی نظیر مصاحبه، تحقیقات در نمونه‌های بالینی و سایر زمینه‌ها تکرار گردد و متغیرهایی مانند وضعیت اقتصادی و تنظیم هیجان در پژوهش‌ها لحاظ شده و مدل‌های پیشنهادی رقیب برای هر یک ارائه شود.
ملاحظات اخلاقی
پژوهش حاضر در کمیته اخلاق دانشگاه با کد اخلاق IR.TABRIZU.REC.1403.045 تبریز تأیید شده است.
سهم نویسندگان
محمدرضا دیناروند: مسئول نگارش مقدمه و طراحی عنوان، عباس بخشی‌پور: وظیفه نگارش بخش روش تحقیق و همچنین بحث و نتیجه‌گیری، رسول حشمتی: مسئول جمع‌آوری و تحلیل دادها را برعهده داشتند. تمامی نویسندگان نسخه نهایی تحقیق را مطالعه کرده و تأیید کرده‌اند و مسئولیت پاسخ‌گویی در قبال نتایج پژوهش را پذیرفته‌اند.
حمایت مالی
این تحقیق بدون دریافت حمایت مالی از هیچ نهاد خاصی صورت گرفته است.
تضاد منافع
هیچ‌گونه تعارض منافعی در بین نویسندگان این مقاله وجود ندارد
تقدیر و تشکر
بر اساس وظیفه نویسندگان این مقاله از دانشجویان دانشگاه تبریز به‌خاطر همکاری و مشارکتشان در این پژوهش قدردانی می‌کنند.
نویسندگان: محمدرضا دیناروند۱، عباس بخشی‌پور۲، رسول حشمتی۳
۱. دانش آموخته کارشناسی‌ارشد روانشناسی بالینی، دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی، دانشگاه تبریز، تبریز، ایران
۲. نویسنده مسئول: استاد گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه تبریز، تبریز، ایران
تلفن تماس: ۰۹۱۶۶۷۶۱۹۷۶ drboacademy@gmail.com : Email
۳. استاد گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه تبریز، تبریز، ایران
چکیده
مقدمه: حمایت اجتماعی اداره شده و ناگویی هیجانی از مهم‌ترین عوامل مرتبط با آشفتگی روانشناختی دانشجویان هستند. هدف پژوهش حاضر بررسی رابطه حمایت اجتماعی ادراک‌شده با آشفتگی روانشناختی در دانشجویان و نقش واسطه‌ای ناگویی هیجانی دانشجویان دانشگاه تبریز بود.
روش بررسی: روش پژوهش بنیادی و به‌صورت توصیفی-همبستگی از نوع تحلیل مسیر بود .جامعه آماری شامل دانشجویان هرد و جنس تمامی رشته ها و همه مقاطع تحصیلی دانشگاه تبریز در سال ۱۴۰۲ بود که از میان آن‌ها، ۲۰۳ نفر به روش تصادفی برگزیده شدند. ابزارهای جمع‌آوری داده‌ها شامل مقیاس ناگویی هیجانی تورنتو(۱۹۹۴)، مقیاس استرس، اضطراب و افسردگی لاویبوند و لاویبوند(۱۹۹۵) و پرسشنامه حمایت اجتماعی ادراک‌شده زیمت(۱۹۹۸) بود. برای تجزیه و تحلیل داده‌ها در بخش توصیفی با نرم‌افزار SPSS نسخه ۲۶، شاخص‌های مرکزی و پراکندگی بررسی و برای آزمون فرضیه‌ها از تحلیل مسیر با نرم‌افزار Amos استفاده شد.
یافته‌ها: اثر مستقیم حمایت اجتماعی ادراک‌شده بر ناگویی هیجانی منفی(۰۰۱/۰P<) و اثر مستقیم ناگویی هیجانی بر آشفتگی روانشناختی مثبت و معنی‌دار بود(۰۰۱/۰P<) اما اثر مستقیم حمایت اجتماعی ادراک‌شده بر آشفتگی روانشناختی معنی‌دار نبود(۱۹۰/۰P>). همچنین اثر غیرمستقیم حمایت اجتماعی ادراک‌شده بر آشفتگی روانشناختی از طریق ناگویی هیجانی منفی و معنی‌دار بود(۰۰۱/۰P<).
نتیجه‌گیری: نتایج این مطالعه نشان می‌دهد ناگویی هیجانی به عنوان یک میانجی مهم و با تاثیر منفی بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده با آشفتگی روانشناختی دانشجویان عمل می‌کند. پیشنهاد می‌شود برای کاهش ناگویی هیجانی در دانشجویان، تقویت شبکه‌های حمایتی و آموزش مهارت‌های ارتباطی صورت گیرد. همچنین برگزاری دوره‌های آموزشی در محیط‌های دانشگاهی می‌تواند به بهبود سلامت روان و کاهش آشفتگی روانشناختی کمک کند.
واژه‌های کلیدی: حمایت اجتماعی، آشفتگی روانشناختی، ناگویی هیجانی، دانشجویان
مقدمه
دانشجویان به‌عنوان یکی از ارکان کلیدی جامعه، نیازمند توجه ویژه در حوزه سلامت خود هستند تا بتوانند به بهبود کیفیت تحصیل و عملکرد علمی خود دست یابند(۱). افزایش تعداد افرادی که به خدمات مشاوره مراجعه می‌کنند نشان‌دهنده وجود مشکلات جدی در سلامت جسمی و روانی دانشجویان است(۲). یکی از عوامل مرتبط با سلامت روان دانشجویان، آشفتگی روانشناختی است(۳). آشفتگی روانشناختی نوعی ناراحتی و حالت هیجانی است که افراد به طور موقت یا دائمی در پاسخ به فشارهای روانی و چالش‌های آسیب‌زا تجربه می‌کنند(۴).
این وضعیت به‌عنوان رنج عاطفی شناخته می‌شود و با علائم افسردگی از جمله از دست دادن علاقه، ناامیدی، اضطراب و اختلال در عملکرد و مشکلات رفتاری مشخص می‌شود(۵). آشفتگی روانشناختی به‌عنوان یک چالش مهم در سلامت روان دانشجویان شناخته شده و می‌تواند تأثیرات منفی بر زندگی شخصی، اجتماعی و تحصیلی آن‌ها داشته باشد(۳). این وضعیت خطر افت تحصیلی و ترک تحصیل را افزایش می‌دهد و بر آینده دانشجویان و جامعه تأثیر می‌گذارد؛ بنابراین بررسی عوامل مؤثر بر این آشفتگی ضروری است(۶). افرادی که آشفتگی روانی دارند ممکن است به دلیل انجام رفتارهای خاصی دیگران را از خود دور کرده و حمایت اجتماعی را از دست بدهند یا به‌اشتباه اینطور برداشت کنند که حمایت دیگران را از دست داده‌اند(۴).
حمایت اجتماعی ادراک‌شده یکی از متغیرهای مرتبط با آشفتگی روانشناختی است(۷). حمایت اجتماعی ادراک‌شده به ارزیابی فرد از دسترسی به پشتیبانی در شرایط ضروری اشاره دارد و شامل دریافت کمک و احساس حمایت از شبکه‌های اجتماعی رسمی و غیررسمی می‌شود(۴). محققان بر این باورند که تنها روابطی که فرد آن‌ها را به‌عنوان منابع مناسب برای برآورده کردن نیازهای خود درک کند به‌عنوان حمایت اجتماعی شناخته می‌شوند. در واقع ادراک فرد از حمایت به‌اندازه خود حمایت اهمیت دارد(۹،۸).
حمایت اجتماعی ادراک‌شده شامل سه نوع اصلی است: حمایت عاطفی(ابراز محبت و همدردی)، حمایت اطلاعاتی(ارائه توصیه‌ها و اطلاعات) و حمایت ابزاری(تأمین منابع و کمک‌های عملی)(۷). این نوع حمایت‌ها تأثیرات مثبتی بر وضعیت روانی، جسمی و کیفیت زندگی افراد دارند و احساس تعلق و حمایت را در زمان‌های دشوار تقویت می‌کنند(۱۰). حمایت اجتماعی به‌عنوان منبعی مؤثر در مقابله با استرس‌های روانی عمل کرده و به بهبود سلامت روان افراد کمک می‌کند(۱۱). این حمایت حتی در شرایط فشار روانی بالا می‌تواند احساسات مثبت و خود ارزشی را تقویت کند(۱۳، ۱۲). همچنین نبود این حمایت ممکن است به بروز باعث مشکلات برای افراد شود. به عنوان مثال در تحقیق راستا مهرآسا و همکاران(۹) با عنوان پیش‌بینی گرایش به خودکشی بر اساس تحمل پریشانی و حمایت اجتماعی ادراک شده در دانشجویان دانشگاه‌های شهر همدان نتایج نشان داد که افراد با حمایت اجتماعی ادراک شده گرایش بیشتری به خودکشی دارند. در تحقیقی نیز که توسط یوان و همکاران(۷) انجام شد نشان داده شد حمایت اجتماعی ادارک شده پایین با ایست قلبی، خودکشی و پریشانی روانشناختی در ارتباط است. همچنین افراد با حمایت اجتماعی ادراک شده پایین ممکن است در شناسایی و بیان هیجان‌ها مشکلاتی داشته باشند که به این وضعیت ناگویی هیجانی گفته می‌شود.ناگویی هیجانی یکی از عوامل مرتبط با حمایت اجتماعی(۱۴) و آشفتگی روانشناختی(۱۵) محسوب می‌شود.
ناگویی هیجانی که با ناگویی خلقی نیز شناخته می‌شود مفهومی پیچیده در زمینه‌های شناختی و هیجانی است و به عدم آگاهی از هیجانات اشاره دارد(۱۴). این پدیده به ناتوانی در تجربه، بیان و تنظیم احساسات مربوط می‌شود و به اختلالات در پردازش هیجانی مرتبط است(۱۶). ناگویی هیجانی به‌معنای کاهش توانایی در شناسایی و تشخیص هیجانات است که تأثیرات منفی بر کیفیت زندگی افراد دارد(۱۷). این پدیده شامل سه ویژگی اصلی است: دشواری در شناسایی هیجان‌ها، مشکل در توصیف و برقراری ارتباط مؤثر و تمرکز بر عوامل خارجی به‌جای توجه به وضعیت درونی. ناگویی هیجانی با رفتارهای ناسالم مانند سوءمصرف الکل و اختلالات خوردن، همچنین با درد و رنج، علائم فیزیکی، کمبود ابراز هیجانی، حمایت اجتماعی ضعیف و آشفتگی روانشناختی مرتبط است(۱۸). علاوه بر این حمایت اجتماعی ادراک‌شده(۷) و آشفتگی روانشناختی(۱۵) نیز نقش مهمی در این زمینه ایفا می کنند. کمبود حمایت اجتماعی می‌تواند مشکلات روانی و عاطفی را تشدید کرده و بر توانایی مدیریت هیجانات فرد تأثیر منفی بگذارد(۱۴). در این زمینه تحقیقی که توسط نجفی و همکارانش انجام شده است(۱۴) نشان می‌دهد که با کاهش ناگویی هیجانی، میزان حمایت اجتماعی دریافتی افزایش می‌یابد. همچنین نتایج تحقیق ایلیایی‌فر و همکاران(۱۵) نشان‌دهنده وجود رابطه مثبت بین ناگویی هیجانی و آشفتگی روانشناختی است.
ناگویی هیجانی نه‌تنها به‌عنوان یک عامل مستقل بلکه به‌عنوان
یک متغیر میانجی و واسطه‌ای در ارتباط با حمایت اجتماعی ادراک‌شده، آشفتگی روانشناختی و سلامت روان عمل می‌کند(۱۸). به‌عنوان مثال در تحقیقی که توسط محمدی و جعفری(۱۹) با عنوان نقش واسطه‌ای ناگویی هیجانی در رابطه بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و شکایات جسمی زنان افسرده انجام شد نتایج نشان داد که ناگویی هیجانی نقش میانجی بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و سلامت جسمی زنان افسرده دارد(۱۹). در همین راستا اسلامی بیگدلی و تمنایی‌فر(۱۷) در پژوهش خود با عنوان مدل ساختاری آشفتگی روانشناختی بر اساس سبک دلبستگی ناایمن با نقش میانجی ناگویی هیجانی و تعدیل‌کنندگی ذهن‌آگاهی و شفقت به خود در بیماران قلبی به این نتیجه رسیدند که ناگویی هیجانی نقش میانجی بین سبک‌های دلبستگی اجتنابی و آشفتگی روانشناختی دارد(۱۷).
با توجه به تحقیقات و مطالب ذکر شده، ناگویی هیجانی به‌عنوان یک عامل مهم در سلامت روان می‌تواند تأثیرات قابل توجهی بر حمایت اجتماعی و آشفتگی روانشناختی داشته باشد. اما باید توجه داشت که بیشتر تحقیقات انجام‌شده در این زمینه بر روی گروه‌های غیر دانشجو و یا بیماران دارای مشکلات جسمی متمرکز بوده و تحقیقی به طور مستقیم به بررسی نقش ناگویی هیجانی در ارتباط با حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی نپرداخته است. همچنین قشر دانشجو در یک محیط خاص با فشارهای اجتماعی، اقتصادی و تحصیلی قرار دارند. بررسی این متغیرها در این گروه سنی و اجتماعی می‌تواند بینش‌های ارزشمندی را درباره نیازها و چالش‌های خاص آن‌ها ارائه دهد و به توسعه مداخلات هدفمندتر کمک کند. بنابراین هدف این پژوهش حال بررسی رابطه بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی در دانشجویان و نقش واسطه‌ای ناگویی هیجانی بود.
روش بررسی
پژوهش حاضر از نظر هدف بنیادی و از نوع توصیفی همبستگی از نوع تحلیل مسیر و به لحاظ زمانی مقطعی بود. جامعه آماری این تحقیق شامل تمامی دانشجویان دانشگاه دولتی تبریز در سال تحصیلی ۱۴۰۲-۱۴۰۱ بود که تعداد کل آن‌ها بیش از ۲۴ هزار نفر برآورد شده بود. برای تعیین حجم نمونه نظریه هو و بنتلر(۲۰) مورد استفاده قرار گرفت که بر اساس این نظریه در مدل‌سازی معادلات ساختاری و تحلیل مسیر برای هر عامل آشکار، ۳۰ نفر نمونه در نظر گرفته می‌شود. با توجه به اینکه تعداد متغیرهای آشکار در این پژوهش ۵ مورد بود؛ بنابراین حداقل تعداد نمونه مورد نیاز ۱۵۰ نفر بود(۱۵۰ = ۳ × ۳۰).
با در نظر گرفتن احتمال افت نمونه و وجود داده‌های ناقص، تعداد ۲۲۰ نفر به شیوه نمونه‌گیری تصادفی خوشه‌ای از دانشجویان دانشگاه دولتی تبریز در همه مقاطع تحصیلی انتخاب شدند. پس از کنارگذاشته شدن داده‌های ناقص تعداد ۲۰۳ نمونه معتبر برای تحلیل نهایی استخراج گردید.
روش اجرا بدین صورت بود که ابتدا ۴ دانشکده به طور تصادفی از بین دانشکده‌های فنی - مهندسی، علوم پایه، علوم انسانی و کشاورزی انتخاب شده و سپس از هر دانشکده ۴ کلاس به طور تصادفی انتخاب گردید. قبل از شروع پژوهش، شرکت‌کنندگان از موضوع و روش اجرای آن مطلع شده و پس از کسب رضایت کتبی و آگاهانه، پرسشنامهها به آن‌ها ارائه شد. اطلاعات شخصی و خصوصی شرکت‌کنندگان محفوظ نگه داشته شد. ملاک‌های ورود به پژوهش شامل تمایل به شرکت در مطالعه تکمیل پرسشنامهها و تحصیل در دانشگاه دولتی تبریز بود. ملاک خروج نیز ناقص تکمیل کردن پرسشنامهها توسط شرکت‌کنندگان بود. پس از توضیحات درباره نحوه تکمیل پرسشنامه، دانشجویان علاقه‌مند به شرکت در پژوهش به پرسشنامهها پاسخ دادند. پرسشنامهها میان دانشجویان توزیع گردید و زمان صرف شده برای تکمیل آن‌ها بین ۱۵ تا ۳۰ دقیقه در نظر گرفته شده بود.
تجزیه و تحلیل داده‌های این پژوهش در دو بخش آمار توصیفی و استنباطی صورت گرفت و پیش‌فرض نرمال بودن داده‌ها با چولگی و کشیدگی و پیش‌فرض عدم هم‌خطی چندگانه متغیرهای پیش‌بین با ضریب تورم واریانس استفاده شد. همچنین برای پیش‌فرض استقلال منابع خطا در متغیرهای پیش‌بین از دوربین واتسون استفاده گردید. در بخش آمار توصیفی با بهره‌گیری از نرم‌افزار SPSS نسخه ۲۶، شاخص‌های مرکزی و پراکندگی داده‌ها مورد بررسی قرار گرفتند. برای آزمون فرضیه‌ها و پاسخ به سؤالات تحقیق از روش تحلیل مسیر با استفاده از نرم‌افزار Amos نسخه ۲۶ بهره گرفته شد.
برای جمع‌آوری داده‌ها از ابزارهای زیر استفاده شد: مقیاس ناگویی هیجانی تورنتو(toronto Alexithymia Scale): این مقیاس توسط بگبی و همکارانش در سال ۱۹۹۴ طراحی شده و شامل ۲۰ سؤال و سه زیرمقیاس است: دشواری در شناسایی احساسات(دارای ۷ سؤال)، دشواری در توصیف احساسات(دارای ۵ سؤال) و تفکر عینی(دارای ۸ سؤال). نمره‌گذاری این پرسشنامه به شیوه لیکرت انجام می‌شود بدین صورت که پاسخ کاملاً مخالف نمره ۱، مخالف نمره ۲، نه مخالف و نه موافق نمره ۳، موافق نمره ۴ و کاملاً موافق نمره ۵ را به خود اختصاص می‌دهد(۲۱). ویژگی‌های روان‌سنجی این مقیاس در پژوهش خارجی توسط تیلور و همکاران(۲۲) مورد بررسی و تأیید قرار گرفته است و ضریب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس ۷۴/۰ و همسانی درونی زیرمقیاس‌ها به ترتیب ۷۳/۰ برای دشواری در شناسایی احساسات، ۷۵/۰ برای دشواری در توصیف احساسات و ۷۲/۰ برای تفکر عینی گزارش شده است. روایی سازه این مقیاس با استفاده از تحلیل عاملی مورد بررسی قرار گرفته و مقدار ۶۷/۰ برای آن گزارش شده است (۲۳).
در نسخه فارسی که توسط بشارت(۲۳) در ایران انجام شد ضرایب آلفای کرونباخ برای کل ناگویی هیجانی ۸۵/۰ و برای زیرمقیاس‌ها به ترتیب ۸۲/۰، ۷۵/۰ و ۷۲/۰ محاسبه شده که نشان‌دهنده همسانی درونی خوب مقیاس است. روایی همزمان این مقیاس بر اساس همبستگی نمرات آن با مقیاس‌های هوش هیجانی، بهزیستی روانشناختی و درماندگی روانشناختی به ترتیب ۷۰/۰، ۶۸/۰ و ۴۴/۰ گزارش شده است(۲۳). در پژوهش حاضر نیز پایایی مقیاس ناگویی هیجانی با استفاده از روش آلفای کرونباخ ۷۹/۰ به دست آمد.
مقیاس استرس، اضطراب و افسردگی(Depression Anxiety Stress Scale): این مقیاس توسط لاویبوند و لاویبوند در سال ۱۹۹۵ به‌منظور سنجش استرس(دارای ۷ سوال)، اضطراب(دارای ۷ سوال) و افسردگی(دارای ۷ سوال) ایجاد شد و شامل ۲۱ سؤال است(۲۴). نمره‌گذاری این مقیاس بدین صورت است: اصلاً در مورد من صدق نمی‌کند نمره ۰، کمی در مورد من صدق می‌کند نمره ۱، تا حدودی در مورد من صدق می‌کند نمره ۲ و کاملاً در مورد من صدق می‌کند نمره ۳ تعیین شده است. در تحقیق لاویبوند و لاویبوند(۲۴) پایایی آن به روش آلفای کرونباخ برای مؤلفه‌های افسردگی، اضطراب و استرس به ترتیب ۸۹/۰، ۸۴/۰ و ۸۲/۰ به دست آمد و پایایی کلی نیز ۸۳/۰ بود. همچنین روایی همگرای این مقیاس با پرسشنامه سلامت روان ۷۲/۰ گزارش شده است(۲۵). در ایران تحقیقی توسط سامانی و جوکار(۲۵) برای تأیید روایی همگرای این پرسشنامه انجام شد و نتایج نشان داد که همبستگی بین عامل‌های این پرسشنامه و عامل‌های پرسشنامه سلامت روان بین ۲۸/۰ تا ۶۸/۰ قرار دارد که روایی مطلوبی را نشان می‌دهد. همچنین پایایی پرسشنامه به روش بازآزمون با فاصله سه هفته بین ۷۸/۰ تا ۸۲/۰ به دست آمد(۲۵). در پژوهش حاضر نیز، آلفای کرونباخ برای خرده مقیاس‌ها و نمره کل مقیاس ۷۷/۰ محاسبه شد.
مقیاس چند بعـدی حمـایت اجتمـاعی ادراک شده (Multidimensional Scale of Perceived Social Support): این مقیاس در سال ۱۳۶۷ توسط زیمت و همکارانش طراحی شد تا احساس فرد از حمایت اجتماعی را اندازه‌گیری کند(۲۶). این پرسشنامه شامل ۱۲ سؤال است و حمایت اجتماعی را در سه منبع اصلی شامل خانواده، دوستان و شخص مهم دیگر(اجتماع) ارزیابی می‌کند. نمره‌گذاری این مقیاس بر اساس طیف لیکرت هفت درجه است و برای کاملاً مخالفم نمره ۱، مخالفم نمره ۲، تقریباً مخالفم نمره ۳، نه مخالفم و نه موافقم نمره ۴، تقریباً موافقم نمره ۵، موافقم نمره ۶ و کاملاً موافقم نمره ۷ تعلق می‌گیرد. پایایی باز آزمون این مقیاس در نسخه اصلی آن(۲۶) برای زیر مقیاس شخص مهم دیگر ۷۲/۰، خانواده ۸۵/۰، دوستان ۷۵/۰ و پایایی کل آن ۸۵/۰ بود. همچنین روایی درونی این پرسشنامه برای زیر مقیاس شخص مهم دیگران ۹۱/۰، خانواده ۸۷/۰، دوستان ۸۵/۰ و روایی درونی کل آن ۸۸/۰ بود. در ایران در پژوهش بشارت(۲۷) ضرایب آلفای کرونباخ برای مقیاس حمایت اجتماعی خانوادگی، شخص مهم دیگر(اجتماع) و دوستان به ترتیب ۸۰/۰، ۸۳/۰ و ۸۹/۰ محاسبه شد و ضرایب همبستگی برای کل مقیاس و زیرمقیاس‌ها به ترتیب ۸۶/۰، ۷۸/۰، ۶۹/۰ و ۷۵/۰ به دست آمد. روایی همگرا و تشخیصی مقیاس از طریق اجرای همزمان با مقیاس‌های سلامت روانی، همدلی عاطفی و فهرست عواطف مثبت و منفی تأیید شد. همبستگی حمایت اجتماعی ادراک شده با بهزیستی روانشناختی ۵۷/۰، با همدلی عاطفی ۵۳/۰، با عاطفه مثبت ۴۹/۰، با درماندگی روانشناختی ۵۱/۰ و با عاطفه منفی ۵۵/۰- گزارش شد.(۲۷). در پژوهش حاضر آلفای کرونباخ محاسبه شده برای این پرسشنامه ۸۳/۰ به دست آمد.
یافته ها
ویژگی‌های جمعیت‌شناختی شرکت‌کنندگان این پژوهش در جدول ۱ نمایش داده شده است.
طبق جدول ۱ بالاترین فراوانی مربوط به جنس مؤنث با ۱۱۷ نفر و در زمینه تحصیلات ۱۱۲ نفر مربوط به دوره کارشناسی بود.
شاخص‌های مرکزی و پراکندگی متغیرهای پژوهش بررسی شد که متغیر حمایت اجتماعی ادراک‌شده دارای میانگین ۶۲/۸ و انحراف معیار ۱۴/۲ بود با کمترین و بیشترین مقادیر به ترتیب ۳۴ و ۸۴. در مورد ناگویی هیجانی، میانگین ۴۹/۹ و انحراف معیار ۱۱/۲ و کمترین و بیشترین مقادیر این متغیر نیز ۲۷ و ۷۷ بودند. همچنین برای آشفتگی روانشناختی میانگین ۲۱ و انحراف معیار ۱۲/۴ و کمترین و بیشترین مقادیر آن ۰ و ۶۰ بود.
پیش از بررسی فرضیات پژوهش، پیش‌فرض‌های روش تحلیل
مسیر مورد بررسی قرار گرفتند.
پیش‌فرض نرمال بودن داده نشان داد شاخص آماری چولگی برای حمایت اجتماعی ادراک‌شده برابر با ۱۲/۰- و کشیدگی آن ۱۴/۱- بود. همچنین برای ناگویی هیجانی، چولگی ۲۴/۰ و کشیدگی۵۰/۰ بود. همچنین برای آشفتگی روانشناختی، چولگی ۸۴/۰ و کشیدگی ۸۲/۰ بود. پیش‌فرض عدم هم خطی چندگانه متغیرهای پیش‌بین شامل راهبردهای مقابله‌ای انطباقی با VIF برابر ۳۱/۱ و تحمل معادل ۷۶/۰، راهبردهای مقابله‌ای غیر انطباقی با VIF برابر ۳۴/۱ و تحمل معادل ۷۴/۰ و حمایت اجتماعی ادراک‌شده با VIF برابر ۳۰/۱ و تحمل معادل ۷۷/۰ بود که پیش‌فرض عدم هم خطی چندگانه متغیرهای پیش‌بین نیز محقق شده بود؛ چراکه مقادیر VIF در متغیرها از حد بحرانی ۲ کمتر و مقادیر تحمل متغیرها به حد مطلوب ۱ نزدیک است. برای پیش‌فرض استقلال منابع خطا در متغیرهای پیش‌بین از دوربین واتسون استفاده شد و نتیجه نشان داد مقدار آن ۶۸/۱ بوده که در محدوده مطلوب(۵/۱-۵/۲) واقع‌شده بود.
همچنین تحلیل ماتریس همبستگی نشان داد که ضریب همبستگی بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و ناگویی هیجانی برابر با ۰.۵۰- است که نشان‌دهنده یک رابطه منفی متوسط است. به این معنی که با افزایش ناگویی هیجانی، حمایت اجتماعی ادراک‌شده کاهش می‌یابد. همچنین ضریب همبستگی بین ناگویی هیجانی و آشفتگی روانشناختی 41/0- و بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی 63/0- بود که هر دو نشان‌دهنده روابط منفی قوی بودند. این نتایج به وضوح نشان می‌دهند که افزایش در ناگویی هیجانی و آشفتگی روانشناختی به کاهش حمایت اجتماعی ادراک‌شده منجر می‌شود. سطح معناداری(P-value) برای این روابط کمتر از ۰۱/۰ و ۰۵/۰ است که به معنای وجود ارتباط آماری معنی‌دار بین این متغیرها بود.
با توجه به اینکه تمامی پیش‌فرض‌های مدل تحلیل مسیر به‌درستی تحقق‌یافته‌اند، بنابراین برای بررسی داده‌های مرتبط با فرضیه پژوهش از روش تحلیل مسیر مطابق با شکل ۱ استفاده شد.
شکل ۱ نشان می‌دهد که رابطه حمایت اجتماعی اداره شده با اشفتگی روانشناختی ۴۲/۰ بوده و با ناگویی هیجانی ۳۹/۰- بود. همچنین رابطه حمایت اجتماعی ادراک‌شده با میانجیگری ناگویی هیجانی ۳۱/۰ هست. حال به بررسی این مورد پرداخته می‌شود که آیا مدل پیشنهاد شده از برازش مطلوب برخوردار است یا خیر که نتایج در جدول ۲ اراده شده است. با توجه به مندرجات جدول۲ مدل پیشنهادی برازش مطلوبی دارد.
ریشه دوم میانگین مربعات خطای برآورد(RMSEA)، شاخص نیکویی برازش(GFI)، شاخص نیکویی برازش تعدیل‌شده (AGFI)، شاخص برازش هنجار شده(NFI)، شاخص برازش تطبیقی(CFI)، شاخص برازش افزایشی(IFI) و شاخص توکرلوییس(TLI) همگی در حد مطلوب قرار دارند. در مجموع و با در نظر گرفتن مجموع شاخص‌های برازش محاسبه‌شده برازش مدل مورد تأیید قرار می‌گیرد. جدول ۳ اثرات مستقیم متغیرهای پیش‌بین پژوهش را نشان می‌دهد.
نتایج ارائه‌شده در جدول ۳ نشان می‌دهد که حمایت اجتماعی ادراک‌شده با ضریب اثر(۳۹/۰-) و t محاسبه‌شده(۹/۵-) می‌تواند ۳۹ درصد از تغییرات ناگویی هیجانی را به طور منفی و معنادار تبیین کند(۰۵/۰>p). همچنین حمایت اجتماعی ادراک‌شده با ضریب اثر(۰۸/۰-) و t محاسبه‌شده(۳/۱-) به طور معنادار قادر به تبیین تغییرات آشفتگی روانشناختی نیست(۰۵/۰p>). علاوه بر این ناگویی هیجانی با ضریب اثر(۵۲/۰) و t محاسبه‌شده(۹/۷) می‌تواند ۵۱ درصد از تغییرات آشفتگی روانشناختی را به طور مثبت و معنادار تبیین کند(۰۵/۰>p). در ادامه اثرات غیرمستقیم متغیرهای پژوهش تحلیل‌شده‌اند که نتایج در جدول ۴ ارائه شده است.
نتایج جدول ۴ حاکی از آن است که بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی، با واسطه‌گری ناگویی هیجانی، رابطه‌ای منفی و معنادار وجود دارد(۰5/۰p<).
دانشجویان به‌عنوان یکی از ارکان کلیدی جامعه، نیازمند توجه ویژه در حوزه سلامت خود هستند تا بتوانند به بهبود کیفیت تحصیل و عملکرد علمی خود دست یابند(۱). افزایش تعداد افرادی که به خدمات مشاوره مراجعه می‌کنند نشان‌دهنده وجود مشکلات جدی در سلامت جسمی و روانی دانشجویان است(۲). یکی از عوامل مرتبط با سلامت روان دانشجویان، آشفتگی روانشناختی است(۳). آشفتگی روانشناختی نوعی ناراحتی و حالت هیجانی است که افراد به طور موقت یا دائمی در پاسخ به فشارهای روانی و چالش‌های آسیب‌زا تجربه می‌کنند(۴).
این وضعیت به‌عنوان رنج عاطفی شناخته می‌شود و با علائم افسردگی از جمله از دست دادن علاقه، ناامیدی، اضطراب و اختلال در عملکرد و مشکلات رفتاری مشخص می‌شود(۵). آشفتگی روانشناختی به‌عنوان یک چالش مهم در سلامت روان دانشجویان شناخته شده و می‌تواند تأثیرات منفی بر زندگی شخصی، اجتماعی و تحصیلی آن‌ها داشته باشد(۳). این وضعیت خطر افت تحصیلی و ترک تحصیل را افزایش می‌دهد و بر آینده دانشجویان و جامعه تأثیر می‌گذارد؛ بنابراین بررسی عوامل مؤثر بر این آشفتگی ضروری است(۶). افرادی که آشفتگی روانی دارند ممکن است به دلیل انجام رفتارهای خاصی دیگران را از خود دور کرده و حمایت اجتماعی را از دست بدهند یا به‌اشتباه اینطور برداشت کنند که حمایت دیگران را از دست داده‌اند(۴).
حمایت اجتماعی ادراک‌شده یکی از متغیرهای مرتبط با آشفتگی روانشناختی است(۷). حمایت اجتماعی ادراک‌شده به ارزیابی فرد از دسترسی به پشتیبانی در شرایط ضروری اشاره دارد و شامل دریافت کمک و احساس حمایت از شبکه‌های اجتماعی رسمی و غیررسمی می‌شود(۴). محققان بر این باورند که تنها روابطی که فرد آن‌ها را به‌عنوان منابع مناسب برای برآورده کردن نیازهای خود درک کند به‌عنوان حمایت اجتماعی شناخته می‌شوند. در واقع ادراک فرد از حمایت به‌اندازه خود حمایت اهمیت دارد(۹،۸).
حمایت اجتماعی ادراک‌شده شامل سه نوع اصلی است: حمایت عاطفی(ابراز محبت و همدردی)، حمایت اطلاعاتی(ارائه توصیه‌ها و اطلاعات) و حمایت ابزاری(تأمین منابع و کمک‌های عملی)(۷). این نوع حمایت‌ها تأثیرات مثبتی بر وضعیت روانی، جسمی و کیفیت زندگی افراد دارند و احساس تعلق و حمایت را در زمان‌های دشوار تقویت می‌کنند(۱۰). حمایت اجتماعی به‌عنوان منبعی مؤثر در مقابله با استرس‌های روانی عمل کرده و به بهبود سلامت روان افراد کمک می‌کند(۱۱). این حمایت حتی در شرایط فشار روانی بالا می‌تواند احساسات مثبت و خود ارزشی را تقویت کند(۱۳، ۱۲). همچنین نبود این حمایت ممکن است به بروز باعث مشکلات برای افراد شود. به عنوان مثال در تحقیق راستا مهرآسا و همکاران(۹) با عنوان پیش‌بینی گرایش به خودکشی بر اساس تحمل پریشانی و حمایت اجتماعی ادراک شده در دانشجویان دانشگاه‌های شهر همدان نتایج نشان داد که افراد با حمایت اجتماعی ادراک شده گرایش بیشتری به خودکشی دارند. در تحقیقی نیز که توسط یوان و همکاران(۷) انجام شد نشان داده شد حمایت اجتماعی ادارک شده پایین با ایست قلبی، خودکشی و پریشانی روانشناختی در ارتباط است. همچنین افراد با حمایت اجتماعی ادراک شده پایین ممکن است در شناسایی و بیان هیجان‌ها مشکلاتی داشته باشند که به این وضعیت ناگویی هیجانی گفته می‌شود.ناگویی هیجانی یکی از عوامل مرتبط با حمایت اجتماعی(۱۴) و آشفتگی روانشناختی(۱۵) محسوب می‌شود.
ناگویی هیجانی که با ناگویی خلقی نیز شناخته می‌شود مفهومی پیچیده در زمینه‌های شناختی و هیجانی است و به عدم آگاهی از هیجانات اشاره دارد(۱۴). این پدیده به ناتوانی در تجربه، بیان و تنظیم احساسات مربوط می‌شود و به اختلالات در پردازش هیجانی مرتبط است(۱۶). ناگویی هیجانی به‌معنای کاهش توانایی در شناسایی و تشخیص هیجانات است که تأثیرات منفی بر کیفیت زندگی افراد دارد(۱۷). این پدیده شامل سه ویژگی اصلی است: دشواری در شناسایی هیجان‌ها، مشکل در توصیف و برقراری ارتباط مؤثر و تمرکز بر عوامل خارجی به‌جای توجه به وضعیت درونی. ناگویی هیجانی با رفتارهای ناسالم مانند سوءمصرف الکل و اختلالات خوردن، همچنین با درد و رنج، علائم فیزیکی، کمبود ابراز هیجانی، حمایت اجتماعی ضعیف و آشفتگی روانشناختی مرتبط است(۱۸). علاوه بر این حمایت اجتماعی ادراک‌شده(۷) و آشفتگی روانشناختی(۱۵) نیز نقش مهمی در این زمینه ایفا می کنند. کمبود حمایت اجتماعی می‌تواند مشکلات روانی و عاطفی را تشدید کرده و بر توانایی مدیریت هیجانات فرد تأثیر منفی بگذارد(۱۴). در این زمینه تحقیقی که توسط نجفی و همکارانش انجام شده است(۱۴) نشان می‌دهد که با کاهش ناگویی هیجانی، میزان حمایت اجتماعی دریافتی افزایش می‌یابد. همچنین نتایج تحقیق ایلیایی‌فر و همکاران(۱۵) نشان‌دهنده وجود رابطه مثبت بین ناگویی هیجانی و آشفتگی روانشناختی است.
ناگویی هیجانی نه‌تنها به‌عنوان یک عامل مستقل بلکه به‌عنوان
یک متغیر میانجی و واسطه‌ای در ارتباط با حمایت اجتماعی ادراک‌شده، آشفتگی روانشناختی و سلامت روان عمل می‌کند(۱۸). به‌عنوان مثال در تحقیقی که توسط محمدی و جعفری(۱۹) با عنوان نقش واسطه‌ای ناگویی هیجانی در رابطه بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و شکایات جسمی زنان افسرده انجام شد نتایج نشان داد که ناگویی هیجانی نقش میانجی بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و سلامت جسمی زنان افسرده دارد(۱۹). در همین راستا اسلامی بیگدلی و تمنایی‌فر(۱۷) در پژوهش خود با عنوان مدل ساختاری آشفتگی روانشناختی بر اساس سبک دلبستگی ناایمن با نقش میانجی ناگویی هیجانی و تعدیل‌کنندگی ذهن‌آگاهی و شفقت به خود در بیماران قلبی به این نتیجه رسیدند که ناگویی هیجانی نقش میانجی بین سبک‌های دلبستگی اجتنابی و آشفتگی روانشناختی دارد(۱۷).
با توجه به تحقیقات و مطالب ذکر شده، ناگویی هیجانی به‌عنوان یک عامل مهم در سلامت روان می‌تواند تأثیرات قابل توجهی بر حمایت اجتماعی و آشفتگی روانشناختی داشته باشد. اما باید توجه داشت که بیشتر تحقیقات انجام‌شده در این زمینه بر روی گروه‌های غیر دانشجو و یا بیماران دارای مشکلات جسمی متمرکز بوده و تحقیقی به طور مستقیم به بررسی نقش ناگویی هیجانی در ارتباط با حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی نپرداخته است. همچنین قشر دانشجو در یک محیط خاص با فشارهای اجتماعی، اقتصادی و تحصیلی قرار دارند. بررسی این متغیرها در این گروه سنی و اجتماعی می‌تواند بینش‌های ارزشمندی را درباره نیازها و چالش‌های خاص آن‌ها ارائه دهد و به توسعه مداخلات هدفمندتر کمک کند. بنابراین هدف این پژوهش حال بررسی رابطه بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی در دانشجویان و نقش واسطه‌ای ناگویی هیجانی بود.
روش بررسی
پژوهش حاضر از نظر هدف بنیادی و از نوع توصیفی همبستگی از نوع تحلیل مسیر و به لحاظ زمانی مقطعی بود. جامعه آماری این تحقیق شامل تمامی دانشجویان دانشگاه دولتی تبریز در سال تحصیلی ۱۴۰۲-۱۴۰۱ بود که تعداد کل آن‌ها بیش از ۲۴ هزار نفر برآورد شده بود. برای تعیین حجم نمونه نظریه هو و بنتلر(۲۰) مورد استفاده قرار گرفت که بر اساس این نظریه در مدل‌سازی معادلات ساختاری و تحلیل مسیر برای هر عامل آشکار، ۳۰ نفر نمونه در نظر گرفته می‌شود. با توجه به اینکه تعداد متغیرهای آشکار در این پژوهش ۵ مورد بود؛ بنابراین حداقل تعداد نمونه مورد نیاز ۱۵۰ نفر بود(۱۵۰ = ۳ × ۳۰).
با در نظر گرفتن احتمال افت نمونه و وجود داده‌های ناقص، تعداد ۲۲۰ نفر به شیوه نمونه‌گیری تصادفی خوشه‌ای از دانشجویان دانشگاه دولتی تبریز در همه مقاطع تحصیلی انتخاب شدند. پس از کنارگذاشته شدن داده‌های ناقص تعداد ۲۰۳ نمونه معتبر برای تحلیل نهایی استخراج گردید.
روش اجرا بدین صورت بود که ابتدا ۴ دانشکده به طور تصادفی از بین دانشکده‌های فنی - مهندسی، علوم پایه، علوم انسانی و کشاورزی انتخاب شده و سپس از هر دانشکده ۴ کلاس به طور تصادفی انتخاب گردید. قبل از شروع پژوهش، شرکت‌کنندگان از موضوع و روش اجرای آن مطلع شده و پس از کسب رضایت کتبی و آگاهانه، پرسشنامهها به آن‌ها ارائه شد. اطلاعات شخصی و خصوصی شرکت‌کنندگان محفوظ نگه داشته شد. ملاک‌های ورود به پژوهش شامل تمایل به شرکت در مطالعه تکمیل پرسشنامهها و تحصیل در دانشگاه دولتی تبریز بود. ملاک خروج نیز ناقص تکمیل کردن پرسشنامهها توسط شرکت‌کنندگان بود. پس از توضیحات درباره نحوه تکمیل پرسشنامه، دانشجویان علاقه‌مند به شرکت در پژوهش به پرسشنامهها پاسخ دادند. پرسشنامهها میان دانشجویان توزیع گردید و زمان صرف شده برای تکمیل آن‌ها بین ۱۵ تا ۳۰ دقیقه در نظر گرفته شده بود.
تجزیه و تحلیل داده‌های این پژوهش در دو بخش آمار توصیفی و استنباطی صورت گرفت و پیش‌فرض نرمال بودن داده‌ها با چولگی و کشیدگی و پیش‌فرض عدم هم‌خطی چندگانه متغیرهای پیش‌بین با ضریب تورم واریانس استفاده شد. همچنین برای پیش‌فرض استقلال منابع خطا در متغیرهای پیش‌بین از دوربین واتسون استفاده گردید. در بخش آمار توصیفی با بهره‌گیری از نرم‌افزار SPSS نسخه ۲۶، شاخص‌های مرکزی و پراکندگی داده‌ها مورد بررسی قرار گرفتند. برای آزمون فرضیه‌ها و پاسخ به سؤالات تحقیق از روش تحلیل مسیر با استفاده از نرم‌افزار Amos نسخه ۲۶ بهره گرفته شد.
برای جمع‌آوری داده‌ها از ابزارهای زیر استفاده شد: مقیاس ناگویی هیجانی تورنتو(toronto Alexithymia Scale): این مقیاس توسط بگبی و همکارانش در سال ۱۹۹۴ طراحی شده و شامل ۲۰ سؤال و سه زیرمقیاس است: دشواری در شناسایی احساسات(دارای ۷ سؤال)، دشواری در توصیف احساسات(دارای ۵ سؤال) و تفکر عینی(دارای ۸ سؤال). نمره‌گذاری این پرسشنامه به شیوه لیکرت انجام می‌شود بدین صورت که پاسخ کاملاً مخالف نمره ۱، مخالف نمره ۲، نه مخالف و نه موافق نمره ۳، موافق نمره ۴ و کاملاً موافق نمره ۵ را به خود اختصاص می‌دهد(۲۱). ویژگی‌های روان‌سنجی این مقیاس در پژوهش خارجی توسط تیلور و همکاران(۲۲) مورد بررسی و تأیید قرار گرفته است و ضریب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس ۷۴/۰ و همسانی درونی زیرمقیاس‌ها به ترتیب ۷۳/۰ برای دشواری در شناسایی احساسات، ۷۵/۰ برای دشواری در توصیف احساسات و ۷۲/۰ برای تفکر عینی گزارش شده است. روایی سازه این مقیاس با استفاده از تحلیل عاملی مورد بررسی قرار گرفته و مقدار ۶۷/۰ برای آن گزارش شده است (۲۳).
در نسخه فارسی که توسط بشارت(۲۳) در ایران انجام شد ضرایب آلفای کرونباخ برای کل ناگویی هیجانی ۸۵/۰ و برای زیرمقیاس‌ها به ترتیب ۸۲/۰، ۷۵/۰ و ۷۲/۰ محاسبه شده که نشان‌دهنده همسانی درونی خوب مقیاس است. روایی همزمان این مقیاس بر اساس همبستگی نمرات آن با مقیاس‌های هوش هیجانی، بهزیستی روانشناختی و درماندگی روانشناختی به ترتیب ۷۰/۰، ۶۸/۰ و ۴۴/۰ گزارش شده است(۲۳). در پژوهش حاضر نیز پایایی مقیاس ناگویی هیجانی با استفاده از روش آلفای کرونباخ ۷۹/۰ به دست آمد.
مقیاس استرس، اضطراب و افسردگی(Depression Anxiety Stress Scale): این مقیاس توسط لاویبوند و لاویبوند در سال ۱۹۹۵ به‌منظور سنجش استرس(دارای ۷ سوال)، اضطراب(دارای ۷ سوال) و افسردگی(دارای ۷ سوال) ایجاد شد و شامل ۲۱ سؤال است(۲۴). نمره‌گذاری این مقیاس بدین صورت است: اصلاً در مورد من صدق نمی‌کند نمره ۰، کمی در مورد من صدق می‌کند نمره ۱، تا حدودی در مورد من صدق می‌کند نمره ۲ و کاملاً در مورد من صدق می‌کند نمره ۳ تعیین شده است. در تحقیق لاویبوند و لاویبوند(۲۴) پایایی آن به روش آلفای کرونباخ برای مؤلفه‌های افسردگی، اضطراب و استرس به ترتیب ۸۹/۰، ۸۴/۰ و ۸۲/۰ به دست آمد و پایایی کلی نیز ۸۳/۰ بود. همچنین روایی همگرای این مقیاس با پرسشنامه سلامت روان ۷۲/۰ گزارش شده است(۲۵). در ایران تحقیقی توسط سامانی و جوکار(۲۵) برای تأیید روایی همگرای این پرسشنامه انجام شد و نتایج نشان داد که همبستگی بین عامل‌های این پرسشنامه و عامل‌های پرسشنامه سلامت روان بین ۲۸/۰ تا ۶۸/۰ قرار دارد که روایی مطلوبی را نشان می‌دهد. همچنین پایایی پرسشنامه به روش بازآزمون با فاصله سه هفته بین ۷۸/۰ تا ۸۲/۰ به دست آمد(۲۵). در پژوهش حاضر نیز، آلفای کرونباخ برای خرده مقیاس‌ها و نمره کل مقیاس ۷۷/۰ محاسبه شد.
مقیاس چند بعـدی حمـایت اجتمـاعی ادراک شده (Multidimensional Scale of Perceived Social Support): این مقیاس در سال ۱۳۶۷ توسط زیمت و همکارانش طراحی شد تا احساس فرد از حمایت اجتماعی را اندازه‌گیری کند(۲۶). این پرسشنامه شامل ۱۲ سؤال است و حمایت اجتماعی را در سه منبع اصلی شامل خانواده، دوستان و شخص مهم دیگر(اجتماع) ارزیابی می‌کند. نمره‌گذاری این مقیاس بر اساس طیف لیکرت هفت درجه است و برای کاملاً مخالفم نمره ۱، مخالفم نمره ۲، تقریباً مخالفم نمره ۳، نه مخالفم و نه موافقم نمره ۴، تقریباً موافقم نمره ۵، موافقم نمره ۶ و کاملاً موافقم نمره ۷ تعلق می‌گیرد. پایایی باز آزمون این مقیاس در نسخه اصلی آن(۲۶) برای زیر مقیاس شخص مهم دیگر ۷۲/۰، خانواده ۸۵/۰، دوستان ۷۵/۰ و پایایی کل آن ۸۵/۰ بود. همچنین روایی درونی این پرسشنامه برای زیر مقیاس شخص مهم دیگران ۹۱/۰، خانواده ۸۷/۰، دوستان ۸۵/۰ و روایی درونی کل آن ۸۸/۰ بود. در ایران در پژوهش بشارت(۲۷) ضرایب آلفای کرونباخ برای مقیاس حمایت اجتماعی خانوادگی، شخص مهم دیگر(اجتماع) و دوستان به ترتیب ۸۰/۰، ۸۳/۰ و ۸۹/۰ محاسبه شد و ضرایب همبستگی برای کل مقیاس و زیرمقیاس‌ها به ترتیب ۸۶/۰، ۷۸/۰، ۶۹/۰ و ۷۵/۰ به دست آمد. روایی همگرا و تشخیصی مقیاس از طریق اجرای همزمان با مقیاس‌های سلامت روانی، همدلی عاطفی و فهرست عواطف مثبت و منفی تأیید شد. همبستگی حمایت اجتماعی ادراک شده با بهزیستی روانشناختی ۵۷/۰، با همدلی عاطفی ۵۳/۰، با عاطفه مثبت ۴۹/۰، با درماندگی روانشناختی ۵۱/۰ و با عاطفه منفی ۵۵/۰- گزارش شد.(۲۷). در پژوهش حاضر آلفای کرونباخ محاسبه شده برای این پرسشنامه ۸۳/۰ به دست آمد.
یافته ها
ویژگی‌های جمعیت‌شناختی شرکت‌کنندگان این پژوهش در جدول ۱ نمایش داده شده است.
طبق جدول ۱ بالاترین فراوانی مربوط به جنس مؤنث با ۱۱۷ نفر و در زمینه تحصیلات ۱۱۲ نفر مربوط به دوره کارشناسی بود.
شاخص‌های مرکزی و پراکندگی متغیرهای پژوهش بررسی شد که متغیر حمایت اجتماعی ادراک‌شده دارای میانگین ۶۲/۸ و انحراف معیار ۱۴/۲ بود با کمترین و بیشترین مقادیر به ترتیب ۳۴ و ۸۴. در مورد ناگویی هیجانی، میانگین ۴۹/۹ و انحراف معیار ۱۱/۲ و کمترین و بیشترین مقادیر این متغیر نیز ۲۷ و ۷۷ بودند. همچنین برای آشفتگی روانشناختی میانگین ۲۱ و انحراف معیار ۱۲/۴ و کمترین و بیشترین مقادیر آن ۰ و ۶۰ بود.
پیش از بررسی فرضیات پژوهش، پیش‌فرض‌های روش تحلیل
مسیر مورد بررسی قرار گرفتند.
پیش‌فرض نرمال بودن داده نشان داد شاخص آماری چولگی برای حمایت اجتماعی ادراک‌شده برابر با ۱۲/۰- و کشیدگی آن ۱۴/۱- بود. همچنین برای ناگویی هیجانی، چولگی ۲۴/۰ و کشیدگی۵۰/۰ بود. همچنین برای آشفتگی روانشناختی، چولگی ۸۴/۰ و کشیدگی ۸۲/۰ بود. پیش‌فرض عدم هم خطی چندگانه متغیرهای پیش‌بین شامل راهبردهای مقابله‌ای انطباقی با VIF برابر ۳۱/۱ و تحمل معادل ۷۶/۰، راهبردهای مقابله‌ای غیر انطباقی با VIF برابر ۳۴/۱ و تحمل معادل ۷۴/۰ و حمایت اجتماعی ادراک‌شده با VIF برابر ۳۰/۱ و تحمل معادل ۷۷/۰ بود که پیش‌فرض عدم هم خطی چندگانه متغیرهای پیش‌بین نیز محقق شده بود؛ چراکه مقادیر VIF در متغیرها از حد بحرانی ۲ کمتر و مقادیر تحمل متغیرها به حد مطلوب ۱ نزدیک است. برای پیش‌فرض استقلال منابع خطا در متغیرهای پیش‌بین از دوربین واتسون استفاده شد و نتیجه نشان داد مقدار آن ۶۸/۱ بوده که در محدوده مطلوب(۵/۱-۵/۲) واقع‌شده بود.
همچنین تحلیل ماتریس همبستگی نشان داد که ضریب همبستگی بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و ناگویی هیجانی برابر با ۰.۵۰- است که نشان‌دهنده یک رابطه منفی متوسط است. به این معنی که با افزایش ناگویی هیجانی، حمایت اجتماعی ادراک‌شده کاهش می‌یابد. همچنین ضریب همبستگی بین ناگویی هیجانی و آشفتگی روانشناختی 41/0- و بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی 63/0- بود که هر دو نشان‌دهنده روابط منفی قوی بودند. این نتایج به وضوح نشان می‌دهند که افزایش در ناگویی هیجانی و آشفتگی روانشناختی به کاهش حمایت اجتماعی ادراک‌شده منجر می‌شود. سطح معناداری(P-value) برای این روابط کمتر از ۰۱/۰ و ۰۵/۰ است که به معنای وجود ارتباط آماری معنی‌دار بین این متغیرها بود.
با توجه به اینکه تمامی پیش‌فرض‌های مدل تحلیل مسیر به‌درستی تحقق‌یافته‌اند، بنابراین برای بررسی داده‌های مرتبط با فرضیه پژوهش از روش تحلیل مسیر مطابق با شکل ۱ استفاده شد.
شکل ۱ نشان می‌دهد که رابطه حمایت اجتماعی اداره شده با اشفتگی روانشناختی ۴۲/۰ بوده و با ناگویی هیجانی ۳۹/۰- بود. همچنین رابطه حمایت اجتماعی ادراک‌شده با میانجیگری ناگویی هیجانی ۳۱/۰ هست. حال به بررسی این مورد پرداخته می‌شود که آیا مدل پیشنهاد شده از برازش مطلوب برخوردار است یا خیر که نتایج در جدول ۲ اراده شده است. با توجه به مندرجات جدول۲ مدل پیشنهادی برازش مطلوبی دارد.
ریشه دوم میانگین مربعات خطای برآورد(RMSEA)، شاخص نیکویی برازش(GFI)، شاخص نیکویی برازش تعدیل‌شده (AGFI)، شاخص برازش هنجار شده(NFI)، شاخص برازش تطبیقی(CFI)، شاخص برازش افزایشی(IFI) و شاخص توکرلوییس(TLI) همگی در حد مطلوب قرار دارند. در مجموع و با در نظر گرفتن مجموع شاخص‌های برازش محاسبه‌شده برازش مدل مورد تأیید قرار می‌گیرد. جدول ۳ اثرات مستقیم متغیرهای پیش‌بین پژوهش را نشان می‌دهد.
نتایج ارائه‌شده در جدول ۳ نشان می‌دهد که حمایت اجتماعی ادراک‌شده با ضریب اثر(۳۹/۰-) و t محاسبه‌شده(۹/۵-) می‌تواند ۳۹ درصد از تغییرات ناگویی هیجانی را به طور منفی و معنادار تبیین کند(۰۵/۰>p). همچنین حمایت اجتماعی ادراک‌شده با ضریب اثر(۰۸/۰-) و t محاسبه‌شده(۳/۱-) به طور معنادار قادر به تبیین تغییرات آشفتگی روانشناختی نیست(۰۵/۰p>). علاوه بر این ناگویی هیجانی با ضریب اثر(۵۲/۰) و t محاسبه‌شده(۹/۷) می‌تواند ۵۱ درصد از تغییرات آشفتگی روانشناختی را به طور مثبت و معنادار تبیین کند(۰۵/۰>p). در ادامه اثرات غیرمستقیم متغیرهای پژوهش تحلیل‌شده‌اند که نتایج در جدول ۴ ارائه شده است.
نتایج جدول ۴ حاکی از آن است که بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی، با واسطه‌گری ناگویی هیجانی، رابطه‌ای منفی و معنادار وجود دارد(۰5/۰p<).
| جدول ۱: توصیف متغیرهای جمعیت شناختی نمونه آماری | |||
| متغیرها | مقوله | مقدار فراوانی | درصد فراوانی |
جنسیت |
زن | ۱۱۷ | ۶/۵۷ |
| مرد | ۸۶ | ۴/۴۲ | |
| تحصیلات | کارشناسی | ۱۱۲ | ۱۷/۵۵ |
| کارشناسی ارشد | ۶۵ | ۰۷/۳۲ | |
| دکتری | ۲۶ | ۸۶/۱۲ | |
| جدول ۳: اثرات مستقیم متغیرهای پیش‌بین | |||||||||||||
| متغیر پیش‌بین | متغیر ملاک | مقدار اثر | t | سطح معنی‌داری | معنی‌داری آزمون | ||||||||
| حمایت اجتماعی ادراک‌شده | ناگویی هیجانی | ۳۹/۰- | ۹/۵- | ۰۰۱/۰ | تأیید | ||||||||
| حمایت اجتماعی ادراک‌شده | آشفتگی روانشناختی | ۰۹/۰- | ۳/۱- | ۱۹/۰ | عدم تأیید | ||||||||
| ناگویی هیجانی | آشفتگی روانشناختی | ۵۲/۰ | ۹/۷ | ۰۰۱/۰ | تأیید | ||||||||
جدول ۴: اثرات غیرمستقیم متغیرهای پیش‌بین |
|||||||||||||
| متغییر پیش‌بین |
متغیر میانجی |
متغیر ملاک |
حدود بوت استرپ | اندازه اثر | سطح معناداری | نتیجه | |||||||
| حد پایین | حد بالا | ||||||||||||
| حمایت اجتماعی ادراک‌شده | ناگویی هیجانی | آشفتگی روانشناختی | ۳۴/۰- | ۱۶/۰- | ۲۴/۰- | ۰۰۱/۰ | تأیید | ||||||
این پژوهش با هدف بررسی رابطه حمایت اجتماعی ادراک‌شده با آشفتگی روانشناختی در دانشجویان و نقش واسطه‌ای ناگویی هیجانی دانشجویان دانشگاه تبریز انجام شد. نتایج تحلیل اولین یافته این پژوهش حاکی از آن است که حمایت اجتماعی ادراک‌شده با ناگویی هیجانی رابطه‌ای منفی و معنادار دارد که این با یافته‌های تحقیق نجفی و همکاران(۱۴) که بررسی نقش شفقت به خود و ناگویی هیجانی در پیش بینی حمایت اجتماعی ادراک شده در بزرگسالان غیر بالینی شهر مشهد پرداختند و نشان دادند که حمایت اجتماعی ادراک شده با شفقت به خود رابطه مثبت و با ناگویی هیجانی رابطه منفی داشت همسو بود(۱۴). همچنین تحقیقی نیز در کشور ترکیه توسط کلیک و همکاران (۲۸) انجام شده است که به بررسی ارتباط بین ناگویی هیجانی و حمایت اجتماعی در افراد دیابتی پرداخته است. نتایج این تحقیق نشان داد که این دو متغیر دارای رابطه منفی هستند و یافته‌های تحقیق حاضر نیز با این نتایج همخوانی داشت(۲۸).
در تبیین اولین یافته پژوهش حال می‌توان به دو سازوکار اصلی اشاره کرد: اعتبار بخشی و مهارت‌های اجتماعی. نخست حمایت اجتماعی ادراک‌شده، به‌ویژه از سوی روابطی مانند همکلاسی‌ها و دوستان در محیط دانشگاه و خوابگاه، فضایی را برای اعتباربخشی و ابراز هیجانات فراهم می‌آورد(۹). این نوع حمایت به دانشجویان کمک می‌کند تا هیجانات خود را بهتر شناسایی و ابراز کنند و در نتیجه خصایص ناگویی هیجانی در آن‌ها کاهش می‌یابد. به طور مشابه در روابط عاطفی و دوستی‌های نزدیک، دانشجویانی که حمایت ادراک‌شده بالاتری از همسالان و هم کلاسی‌های خود دارند خصایص ناگویی هیجانی کمتری را گزارش کرده‌اند که این امر نشان‌دهنده نقش تعاملات حمایتی در ارتقای آگاهی و ابراز هیجانات است(۱۴). دومین سازوکار به مهارت‌های اجتماعی مربوط می‌شود. بدین معنا که شبکه‌های حمایت اجتماعی در دانشگاه با ایجاد فرصت‌هایی برای تعاملات اجتماعی، موجب تقویت و ارتقای مهارت‌های اجتماعی دانشجویان می‌شوند(۲۸). مهارت‌های اجتماعی بهبود یافته نیز توانایی فرد را در شناسایی و توصیف بهتر هیجانات افزایش داده و در نهایت به کاهش ناگویی هیجانی منجر می‌شود(۱۶). بنابراین حمایت اجتماعی ادراک‌شده از روابط نزدیک مانند دوستی‌ها، کلاس درس و تعاملات در خوابگاه نه تنها به شناسایی و ابراز هیجانات کمک می‌کند بلکه موجب کاهش ناگویی هیجانی نیز می‌شود. همچنین حمایت از دوستان و همکلاسی‌ها با فراهم کردن فرصت‌های تعاملات اجتماعی و تقویت مهارت‌های اجتماعی، سطوح پایین‌تری از ناگویی هیجانی را در دانشجویان به همراه دارد.
دومین یافته پژوهش حاضر نشان داد که ناگویی هیجانی با آشفتگی روانشناختی(اضطراب، استرس و افسردگی) رابطه مثبت و معنی‌داری دارد. این یافته با تحقیقات پیشین در این حوزه از جمله مطالعه نرگسی و همکاران(۱۸) که بر روی دانشجویان انجام شده بود همخوانی دارد. نرگسی و همکاران نشان دادند که ناگویی هیجانی و حساسیت اضطرابی به طور مستقیم و معنادار با ناکارآمدی راهبردهای تنظیم هیجان و علائم وسواس اجباری مرتبط هستند؛ در حالی که تحمل پریشانی رابطه منفی معناداری با این عوامل دارد. همچنین تحقیق نریمانی و همکاران(۱۹) که بر روی زنان مبتلا به سرطان صورت گرفته بود نشان داده است که ناگویی هیجانی و ذهن‌آگاهی می‌توانند به طور معناداری افسردگی و اضطراب این زنان را پیش‌بینی کنند. در خارج از ایران نیز تحقیقی توسط دپبویلو و فاندیک(۵) بر روی دانش‌آموزان دبیرستانی انجام شد که نتایج نشان داد پریشانی روانی با ناگویی هیجانی، مشکلات عاطفی، غذا خوردن کنترل نشده و محدودیت شناختی ارتباط مثبت دارد و نتایج تحقیق حاضر نیز با این یافته ها همسو بود.
در تبیین این تایج می‌توان بیان داشت که ناگویی هیجانی که به ناتوانی در شناسایی و بیان هیجانات اشاره دارد می‌تواند تأثیرات عمیقی بر زندگی دانشجویان در محیط دانشگاه و خوابگاه داشته باشد. این ناتوانی فرآیندهای عادی تنظیم هیجان را مختل کرده و دانشجویان را در مواجهه با چالش‌های تحصیلی، اجتماعی و فردی آسیب‌پذیرتر می‌کند. زمانی که فرد قادر به شناسایی و توصیف احساسات خود نیست این وضعیت می‌تواند منجر به افزایش عواطف منفی مانند استرس، اضطراب یا حتی افسردگی شود و در نهایت مشکلات روانشناختی پایداری ایجاد کند(۵). در محیط دانشگاه جایی که تعاملات اجتماعی با همسالان و همکلاسی‌ها بخش مهمی از تجربه دانشجویی را تشکیل می‌دهد ناتوانی در بیان احساسات می‌تواند منجر به کاهش کیفیت ارتباطات اجتماعی شود. بعضی افراد ممکن است نتوانند احساسات خود را به‌درستی با دیگران در میان بگذارند یا درک متقابل مناسبی از احساسات دیگران داشته باشند که این امر می‌تواند به انزوای اجتماعی و احساس تنهایی منجر شود(۱۸).
در خوابگاه‌ها نیز که تعاملات روزمره میان دانشجویان بیشتر است ناگویی هیجانی ممکن است باعث ایجاد سوءتفاهم‌ها، کاهش حمایت اجتماعی و حتی تنش‌های بین‌فردی شود. علاوه بر این سرکوبی هیجانات ناشی از ناتوانی در بیان احساسات می‌تواند به افزایش فشار روانی منجر گردد و فرد را از استفاده از راهبردهای مؤثر تنظیم هیجان بازدارد. این وضعیت نه‌تنها بر سلامت روان فرد تأثیر می‌گذارد؛ بلکه ممکن است الگوهای منفی تفکر و رفتار را تقویت کند که خود عامل تشدید مشکلات روانشناختی است(۱۹). بنابراین ناگویی هیجانی نه‌تنها یک مسئله فردی بلکه یک چالش جمعی در محیط‌های دانشگاهی محسوب می‌شود که نیازمند توجه ویژه است. ایجاد برنامه‌های آموزشی برای تقویت مهارت‌های تنظیم هیجان، ارائه خدمات مشاوره‌ای و فراهم کردن فضایی حمایتگر در دانشگاه‌ها و خوابگاه‌ها می‌تواند به دانشجویان کمک کند تا توانایی شناسایی و بیان احساسات خود را تقویت کرده و از پیامدهای منفی ناگویی هیجانی پیشگیری کنند.
سومین یافته این تحقیق نشان داد که بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی رابطه‌ای معنادار وجود ندارد. این در حالی است که پیشینه تحقیق این رابطه را تأیید کرده بود. با این حال، نتایج این پژوهش با تحقیق تمنایی‌فر و سلیمانیان(۲۹) که به بررسی نقش میانجی تاب‌آوری و خودکارآمدی در ارتباط بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و پریشانی روانشناختی در بیماران مبتلا به سرطان پستان پرداخته بودند و نشان دادند که مسیر مستقیم حمایت اجتماعی ادراک‌شده بر پریشانی روانشناختی معنادار نیست، همخوانی داشت.
در تبیین این نتایج می‌توان بیان کرد در محیط دانشگاه، دانشجویان با چالش‌ها و فشارهای متعددی روبه‌رو هستند که می‌تواند بر سلامت روان آن‌ها تأثیر بگذارد و یکی از عوامل کلیدی که می‌تواند به کاهش این فشارها کمک کند حمایت اجتماعی است. با این حال عدم وجود رابطه معنادار بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی ممکن است به دلیل تفاوت‌های فردی در درک و تجربه این حمایت باشد(۲۹). دانشجویان با پیشینه‌های فرهنگی و اجتماعی متفاوت ممکن است حمایت اجتماعی را به شیوه‌های مختلفی تجربه کنند؛ به عنوان مثال فردی که در یک فرهنگ جمع‌گرا بزرگ شده، ممکن است حمایت اجتماعی را به شکل نزدیکی و تعاملات گروهی ببیند؛ در حالی که دانشجویی از یک فرهنگ فردگرا بیشتر بر استقلال تأکید کند(۱۳). علاوه بر این نوع و کیفیت حمایت اجتماعی نیز نقش مهمی در سلامت روان ایفا می‌کند؛ اگر حمایت اجتماعی نامناسب یا غیر مؤثر باشد، ممکن است نه تنها به کاهش آشفتگی روانشناختی کمک نکند بلکه آن را تشدید کند(۱۳). برای مثال اگر همکلاسی‌ها یا دوستان نتوانند نیازهای واقعی یک دانشجو را درک کنند یا به آن پاسخ دهند، این احساس ناکامی می‌تواند منجر به افزایش اضطراب و افسردگی شود. همچنین عوامل محیطی و موقعیتی مانند شرایط بحرانی یا استرس‌زا نیز می‌توانند بر این رابطه تأثیرگذار باشند؛ حتی اگر دانشجویان از حمایت اجتماعی بالایی برخوردار باشند در مواقعی مانند امتحانات نهایی یا فشارهای مالی ممکن است نتوانند به طور مؤثری از آن بهره‌برداری کنند و فشارهای روانی به حدی زیاد شود که حمایت اجتماعی نتواند به‌عنوان یک عامل محافظتی عمل کند(۱۴).
در نهایت توجه به متغیرهای میانجی یا تعدیل‌کننده مانند عوامل عاطفی و هیجانی نیز ضروری است؛ ناگویی هیجانی و توانایی مدیریت احساسات می‌تواند بر نحوه تجربه و ادراک حمایت اجتماعی تأثیر بگذارد. به طور کلی عدم وجود رابطه معنادار بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی ممکن است ناشی از پیچیدگی‌های فردی، محیطی و فرهنگی باشد که در تحقیقات قبلی کمتر مورد توجه قرار گرفته‌اند حتی در تحقیق تمنایی‌فر و سلیمانیان(۲۹) که رابطه بین این دو متغیر معنی دار نبود بعد از اعمال میانجی گری تاب آوری و خود کار آمدی اثر غیر مستقیم مثبت و معنا داربود و چهارمین یافته پژوهش حال این مورد را با میانجیگری ناگویی هیجانی بررسی کرده بود.
یافته چهارم پژوهش نشان داد بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی با میانجیگری ناگویی هیجانی رابطه منفی و معنادار وجود دارد که این نتیجه با یافته‌های تحقیقات قبلی در این زمینه همخوانی دارد. مانند تحقیق محمد بیگی و همکاران(۳۰) که در مطالعه‌ای به بررسی الگوی ساختاری افسردگی، اضطراب و استرس بر اساس ترومای کودکی و حمایت اجتماعی ادراک‌شده با میانجیگری ناگویی هیجانی در بیماران مبتلا به صرع پرداختند و نتایج نشان داد که ناگویی هیجانی به‌عنوان یک عامل تعدیل‌کننده منفی در ارتباط با آشفتگی روانشناختی(شامل اضطراب، استرس و افسردگی) عمل می‌کند. همچنین حقیق سحر خیزان و آزادی(۳۱) نشان داد که تأثیر استرس ادراک‌شده، حمایت اجتماعی و شفقت به خود بر رفتار خوردن آشفته از طریق میانجیگری ناگویی هیجانی نیز منفی و معنادار است.
در خارج از ایران نیز تحقیقی توسط پی و همکاران(۳۲) تحت عنوان ناگویی هیجانی، حمایت اجتماعی، افسردگی و فرسودگی شغلی در میان پرستاران اورژانس کشور چین انجام شده است که نتایج این تحقیق نشان داد که ناگویی هیجانی با فرسودگی شغلی و افسردگی ارتباط مثبت دارد و تأثیر منفی بر حمایت اجتماعی می‌گذارد؛ همچنین افسردگی به طور مستقیم و غیرمستقیم از طریق حمایت اجتماعی با فرسودگی شغلی مرتبط بود و ناگویی هیجانی به‌عنوان مهم‌ترین عامل تأثیرگذار بر فرسودگی شغلی شناسایی شد که این نتایج با یافته‌های پژوهش حال همسو می‌باشد.
در تبین یافته چهارم این پژوهش می‌توان بیان کرد که ناگویی هیجانی به‌عنوان یک ویژگی روانشناختی به دشواری در شناسایی و توصیف هیجان ها اشاره دارد و می‌تواند تأثیرات قابل‌توجهی بر روابط اجتماعی دانشجویان با همسالان و همکلاسی‌ها داشته باشد. این ویژگی مانع از بهره‌برداری مؤثر از حمایت اجتماعی می‌شود و به افزایش مشکلات روانشناختی از جمله افسردگی و اضطراب منجر می‌گردد. در محیط دانشگاه جایی که تعاملات اجتماعی و ارتباطات بین فردی از اهمیت بالایی برخوردار است، دانشجویانی که در شناسایی و بیان احساسات خود مشکل دارند، معمولاً روابط نزدیک‌تری برقرار نمی‌کنند و این ناتوانی در برقراری ارتباط منجر به کاهش حمایت اجتماعی ادراک‌شده می‌شود(۳۰). این موضوع می‌تواند احساس تنهایی را افزایش داده و کیفیت روابط اجتماعی را کاهش دهد. ناگویی هیجانی به‌عنوان یک واسطه در ارتباط بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده و مشکلات روانشناختی عمل می‌کند و این واسطه‌گری به دلیل نقص در مهارت‌های اجتماعی اتفاق می‌افتد(۳۱). افرادی که توانایی بیشتری در شناسایی و بیان هیجانات خود دارند معمولاً روابط اجتماعی بهتری برقرار کرده و از حمایت اجتماعی بیشتری بهره‌مند می‌شوند اما دانشجویانی که در این زمینه ضعف دارند ممکن است نتوانند به طور مؤثری از حمایت اجتماعی موجود بهره‌برداری کنند(۳۲). محیط دانشگاه و خوابگاه‌ها که بسترهای مناسبی برای ایجاد روابط اجتماعی هستند می‌توانند تحت تأثیر ناگویی هیجانی قرار گیرند؛ چراکه فشارهای تحصیلی، دوری از خانواده و نیاز به سازگاری با محیط جدید، چالش‌های روانشناختی را تشدید می‌کنند. بنابراین آموزش مهارت‌های تنظیم هیجان و تقویت توانایی‌های اجتماعی در دانشگاه‌ها می‌تواند به بهبود کیفیت روابط و کاهش مشکلات روانشناختی کمک کند. در نهایت وجود حمایت اجتماعی ادراک‌شده می‌تواند نقش مهمی در کاهش مشکلات روانشناختی ایفا کند، اما این تأثیر به شدت تحت تأثیر توانایی فرد در شناسایی و بیان هیجانات خود قرار دارد.
در نهایت نتایج کلی پژوهش حاکی از آن بود که حمایت اجتماعی ادراک‌شده با ناگویی هیجانی رابطه منفی و معناداری داشت. ناگویی هیجانی با آشفتگی روانشناختی رابطه مثبت و معناداری داشت و ناتوانی در بیان احساسات می‌تواند به مشکلات روانشناختی منجر شود. در عین حال میان حمایت اجتماعی ادراک‌شده و آشفتگی روانشناختی رابطه معناداری مشاهده نشد. پیشنهاد می‌شود که با تقویت شبکه‌های حمایتی و آموزش مهارت‌های ارتباطی در میان جوانان و دانشجویان به کاهش ناگویی هیجانی کمک شود. ایجاد و تقویت این شبکه‌ها و برگزاری دوره‌های آموزشی برای ارتقای مهارت‌های ارتباطی و عاطفی افراد به ویژه در محیط‌های آموزشی و دانشگاهی، می‌تواند به بهبود سلامت روان و کاهش آشفتگی روانشناختی دانشجویان منجر گردد. همچنین، آموزش مهارت‌های تنظیم هیجان و ابراز هیجان می‌تواند ناگویی هیجانی را کاهش دهد.
پژوهش حاضر دارای نقاط قوت و محدودیت‌هایی بود که می‌تواند بر نتایج آن تأثیرگذار باشد. از جمله نقاط قوت این تحقیق می‌توان به استفاده از نمونه‌گیری خوشه‌ای، حجم نمونه مناسب، به‌کارگیری ابزارهای معتبر و انتخاب روش‌های آماری دقیق اشاره کرد.
محدودیت‌های موجود شامل استفاده از ابزارهای خودسنجی بود که ممکن است پاسخ‌ها را تحت تأثیر سوگیری قرار دهد و همچنین تمرکز بر قشر دانشجویان که ممکن است تعمیم نتایج به کل جامعه را با چالش‌هایی مواجه کند. پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آتی با نظارت دقیق‌تر و استفاده از ابزارهایی نظیر مصاحبه، تحقیقات در نمونه‌های بالینی و سایر زمینه‌ها تکرار گردد و متغیرهایی مانند وضعیت اقتصادی و تنظیم هیجان در پژوهش‌ها لحاظ شده و مدل‌های پیشنهادی رقیب برای هر یک ارائه شود.
ملاحظات اخلاقی
پژوهش حاضر در کمیته اخلاق دانشگاه با کد اخلاق IR.TABRIZU.REC.1403.045 تبریز تأیید شده است.
سهم نویسندگان
محمدرضا دیناروند: مسئول نگارش مقدمه و طراحی عنوان، عباس بخشی‌پور: وظیفه نگارش بخش روش تحقیق و همچنین بحث و نتیجه‌گیری، رسول حشمتی: مسئول جمع‌آوری و تحلیل دادها را برعهده داشتند. تمامی نویسندگان نسخه نهایی تحقیق را مطالعه کرده و تأیید کرده‌اند و مسئولیت پاسخ‌گویی در قبال نتایج پژوهش را پذیرفته‌اند.
حمایت مالی
این تحقیق بدون دریافت حمایت مالی از هیچ نهاد خاصی صورت گرفته است.
تضاد منافع
هیچ‌گونه تعارض منافعی در بین نویسندگان این مقاله وجود ندارد
تقدیر و تشکر
بر اساس وظیفه نویسندگان این مقاله از دانشجویان دانشگاه تبریز به‌خاطر همکاری و مشارکتشان در این پژوهش قدردانی می‌کنند.
نوع مطالعه: پژوهشي |
موضوع مقاله:
روان شناسی
دریافت: 1403/6/24 | پذیرش: 1403/9/21 | انتشار: 1403/12/10
دریافت: 1403/6/24 | پذیرش: 1403/9/21 | انتشار: 1403/12/10
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
