نوامبر 28

منابع تحقیق درمورد فوبی اجتماعی، وسواس فکری، دانشجویان، اختلال بدشکلی بدن

هاجسون و راچمن۲۳۹ (۱۹۷۷) به منظور پژوهش در مورد نوع و حیطه مشکلات وسواسی تهیه شده است. این پرسشنامه شامل ۳۰ ماده، نیمی با کلید درست و نیمی با کلید نادرست است و اجرای آن بسیار سریع و آسان است. در اعتباریابی اولیه در بیمارستان مادزلی، ۵۰ بیمار وسواسی را از ۵۰ بیمار دیگر به خوبی تفکیک کرده است. تحلیل محتوای بعدی پاسخهای ۱۰۰ بیمار، چهار جزء عمده را که منعکس کننده چهار نوع مشکل وسواسی در بیماران بود، مشخص کرد. این چهار جزء عبارتند از: بازبینی، تمیزی، کندی – تکرار و تردید- وظیفه شناسی. البته جزء پنجمی هم بود که می‌شد آن را نشخوار فکری نامید ولی این جزء تنها روی دو ماده وزن داشت. بنابراین بر اساس تحلیل موارد یادآور شده چهار مقیاس فرعی تشکیل شد. با استفاده از یک روش نمره گذاری ساده می‌توان یک نمره وسواسی کلی و چهار نمره فرعی بدست آورد. این پرسشنامه میزان ناتوانی و شدت مشکلات را که در برابر گستردگی آنها قراردارد، نمی‌سنجد، با وجود این می‌تواند بیماران مبتلا به وسواس فکری – عملی را از سایر بیماران تشخیص دهد (هاجسون و راچمن، ۱۹۷۷، راچمن و هاجسون، ۱۹۸۰به نقل از لیندزی، ۱۳۸۲). در پژوهشی با چهل بیمار، هاجسون و راچمن (۱۹۹۷) نشان دادند که نمره کل این پرسشنامه نسبت به تغییرات درمانی حساس است. به طور کلی پرسشنامه وسواس فکری – عملی مادزلی ابزار مناسبی برای درمانگران و پژوهشگران در رابطه با پیامد درمانی است. همچنین وسیله خوبی برای بررسی سبب‌شناسی، سیر و پیش آگهی انواع مختلف شکایتهای وسواسی است (امل کمپ و همکاران، ۱۹۸۵ به نقل از لیندزی، ۱۳۸۲).
پایایی و اعتبار این آزمون در مطالعات انجام شده بر روی نمونه‌های بالینی کشورهای مختلف تائید شده است. به عنوان مثال ساناویو همبستگی بین نمرات کل آزمودنی مادزلی و آزمون پادوآ را ۷۰/۰ بدست آورد. ضریب پایایی محاسبه شده بین آزمون و آزمون مجدد بالا بوده است (r=0/89) ( به نقل از راچمن و هاجسون، ۱۹۸۰). در ایران استکتی۲۴۰ و همکاران (۱۹۷۶) پایایی این ابزار را به روش بازآزمایی ۰/۸۵ بدست آورند و دادفر (۱۳۷۶) نیز ضریب پایایی کل آزمون را ۸۴/۰ و روایی همگرای آن با مقیاس وسواس فکری – عملی ییل – براون را ۸۷/۰ به دست آورد (دادفر، ۱۳۸۰) و همچنین تابان و نائینی اعتبار و پایایی این ابزار را در گروه دانشجویان مورد تایید قرار دادند ( به نقل از زینالی، ۲۰۰۱).
۳-۵-۵- پرسشنامه فوبی اجتماعی (SPIN)241
این پرسشنامه نخستین بار توسط کانور۲۴۲ و همکاران (۲۰۰۰) به منظور ارزیابی فوبی اجتماعی تهیه گردید. این ابزار با دارا بودن ویژگی‌های با ثبات روان سنجی، می‌تواند به عنوان یک ابزار معتبر برای سنجش شدت علائم فوبی اجتماعی به کار ‌رود. به علاوه می‌تواند به عنوان یک ابزار غربالگری و برای آزمودن پاسخ به درمان در اختلال فوبی اجتماعی کاربرد داشته باشد و در ‌‌نهایت این مقیاس می‌تواند درمان‌های با کارایی متفاوت را از هم تمیز دهد (کانور و همکاران، ۲۰۰۰). این پرسشنامه یک مقیاس خود سنجی ۱۷ ماده‌ای است که دارای سه مقیاس فرعی ترس (۶ ماده)، اجتناب (۷ ماده) و ناراحتی فیزیولوژیک (۴ ماده) است و در آن هر ماده بر اساس مقیاس لیکرت پنج درجه‌ای درجه بندی می‌شود و دارای مزیت‌هایی مثل کوتاه بودن، سادگی و آسانی نمره گذاری می‌باشد (آشتیانی، ۱۳۹۰).
این پرسشنامه از اعتبار و روایی بالایی برخوردار است. اعتبار آن با روش باز آزمایی در گروههایی با تشخیص اختلال فوبی اجتماعی برابر با ۰/۷۸ تا۰/۸۹ بوده و ضریب همسانی درونی آن (آلفای کرونباخ) در یک گروه بهنجار ۰/۹۴ گزارش شده است. همچنین برای مقیاس‌های فرعی ترس ۰/۸۹، اجتناب ۰/۹۱ و ناراحتی فیزیولوژیکی ۰/۸۰ گزارش شده است. ضریب آلفای کل مقیاس ۰/۷۹به دست آمد. اعتبار همگرا۲۴۳ برای کل مقیاس در افراد مبتلا به فوبی اجتماعی در مقایسه با نمرات سیاهه فوبی اجتماعی کوتاه۲۴۴ (BSPS) ضریب همبستگی ۵۷/۰ تا ۸۰/ ۰معناداری به دست آمد که اعتبار همگرای بالای این آزمون را نشان می‌دهد. اعتبار سازه۲۴۵ در مقایسه نتایج این آزمون در دو گروه از آزمودنی‌های با تشخیص اختلال فوبی اجتماعی و آزمودنی‌های گروه افراد بهنجار بدون تشخیص روانپزشکی بررسی شد که تفاوت معناداری با هم نشان داد (امیر، فوآ و کولز۲۴۶، ۱۹۹۸). طهماسبی مرادی (۱۳۸۴) در ایران برای بررسی پایایی، این پرسشنامه را روی ۱۲۳ نفر از دانشجویان دانشگاه شهید بهشتی اجرا کرد و روایی مطلوبی را برای آن گزارش داد و همچنین، پایایی این ابزار را با روش بازآزمایی ۸۲/۰ به دست آورد. همسانی درونی با ضریب آلفای کرونباخ آن نیز برابر با ۸۶/۰ گزارش شد (طهماسبی مرادی، ۱۳۸۴ به نقل از زنجانی و همکاران، ۱۳۸۸).
۳-۵-۶- پرسشنامه نگرش‌های خوردن۲۴۷ ۲۶ EAT
آزمون نگرش خوردن (گارنر و گارفینکل۲۴۸، ۱۹۸۲) در سطح وسیعی به عنوان یک ابزار غربالگری خود سنجی۲۴۹ برای باز خورد‌ها (نگرش‌ها) و رفتار‌های بیمارگونه خوردن به کار می‌رود و رفتارهای کم خوری، اشتغال ذهنی با غذا، بی‌اشتهایی، پراشتهایی و نگرانی از چاق بودن را اندازه گیری می‌کند و به نظر می‌رسد بهترین پرسشنامه موجود باشد (ملونی۲۵۰ و همکاران، ۱۹۸۸). کارآمدی آن در شناسایی بی اشتهایی روانی و پراشتهایی روانی تایید شده است. این پرسشنامه می‌تواند به عنوان مناسب‌ترین ابزار برای ارزیابی میزان نتیجه در گروه‌های بالینی یا ابزار غربالگری در گروه‌های غیربالینی به کار برده شود ( گارنر و همکاران، ۱۹۸۲). همبستگی فرم ۲۶ ماده‌ای با فرم ۴۰ ماده‌ای ۹۸/۰ گزارش شده است. فرم ۲۶ ماده‌ای آن دارای سه خرده مقیاس می‌باشد. مواد مربوط به اولین خرده مقیاس یعنی رژیم لاغری۲۵۱ (۱۳ ماده) به اجتناب از غذاهای چاق کننده و اشتغال ذهنی به لاغرتربودن مربوط می‌شود. خرده مقیاس دوم پرخوری و اشتغال ذهنی با غذا ۲۵۲(۶ ماده) شامل موادی است که افکار مربوط به غذا و به‌‌ همان نسبت پرخوری را نشان می‌دهد. سومین خرده مقیاس یعنی مهار دهانی۲۵۳(۷ ماده) مربوط می‌شود به مهار خود برای خوردن و فشاری که فرد از سوی دیگران برای افزایش وزن ادراک می‌کند. هر ماده در یک مقیاس لیکرت۲۵۴ شش گزینه‌ای نمره دهی می‌شود (تلن۲۵۵ وهمکاران، ۱۹۹۵). آزمودنی برای هر پاسخ «همیشه» ۳ نمره، «بیشتر اوقات» ۲نمره، «خیلی اوقات» ۱ نمره می‌گیرد و سه گزینه باقیمانه شامل «گاهی اوقات»، «بندرت» و «هرگز» دارای نمره صفر هستند. بنابراین نمره EAT-26 می‌تواند از صفر تا ۷۸ باشد. نمره غربال کننده از حاصل جمع تعداد عباراتی که به صورت همیشه، بیشتر اوقات و خیلی اوقات پاسخ داده شده، به دست می‌آید. هر چه نمره فرد بالاتر باشد، مشکوک به اختلال خوردن محسوب می‌شود. بنابراین، در نمره گذاری EAT اگر پاسخی به صورت هرگز، به ندرت و گاهی اوقات، درجه بندی شود، با اهمیت تلقی نمی‌شود، در حالیکه اگر به صورت همیشه، بیشتر اوقات و خیلی اوقات، درجه بندی شود، می‌تواندنشانه هایی از یک مشکل بالینی باشد.
روایی همزمان۲۵۶ و روایی پیش بین۲۵۷ EAT و به همان نسبت پایایی۲۵۸ آن تایید شده است (گارنر و همکاران، ۱۹۸۲). در اعتبار آزمون نگرش خوردن ضرایب آلفای ۹۴/۰ برای گروه غیر بالینی و بالینی ذکر شده است (گارنر و همکاران، ۱۹۸۲) و در پژوهشی دیگر اعتبار باز آزمایی آن را با فاصله ۲ الی ۳ هفته‌ای در ۵۶ آزمودنی مقدار ۸۴/۰ گزارش شده است (گارنر و همکاران، ۱۹۸۲ به نقل از یوسفی و همکاران، ۱۳۸۶). در مطالعه ای نوبخت در سال (۱۳۷۷) روایی محتوایی۲۵۹ برای EAT را مورد بررسی قرار داد و نتایج حاصل حاکی از روایی محتوایی مطلوب برای EAT بود همچنین پایاییEAT با استفاده از روش بازآزمایی مورد بررسی قرار گرفت و بر اساس نتایج حاصل همبستگی بین نمره‌های حاصل از اجرای دو مرحله پرسشنامه EAT در گروه مورد مطالعه، ۰/۹۱ گزارش شد که پایایی مطلوبی را نشان می‌دهد. اعتبار محتوایی فرم فارسی EAT_26 مطلوب و پایایی آن با استفاده از روش بازآزمایی ۹۱/۰ گزارش شده است. روایی ملاکی۲۶۰ EAT در رابطه با شناسایی افراد مبتلا به اختلال‌های خوردن کاملا” مطلوب گزارش شده است (نوبخت، ۱۳۷۷). به طور کلی آزمون، ابزار معتبری است و می‌توان از آن، جهت سنجش بازخورد‌ها و رفتارهای بیمارگون خوردن در دانشجویان استفاده کرد (بابایی و همکاران، ۱۳۸۶).
۳-۶- روش تجزیه و تحلیل اطلاعات
در پژوهش حاضر در بخش آمار توصیفی از فراوانی، درصد، میانگین، مد، انحراف استاندارد و دامنه تغییرات استفاده شده و برای بررسی سوال‌ها و فرضیه‌های تحقیق از روش ضریب همبستگی پیرسون و آزمون‌ آماری مجذورخی و آزمون دقیق فیشر استفاده شده است.
۴- یافته‌های پژوهش
۴-۱- مقدمه
در مطالعه انجام شده با هدف تعیین شیوع اختلال بدشکلی بدن و میزان همایندی آن با اختلال افسردگی اساسی، اختلال وسواس فکری- عملی، اختلال اضطراب اجتماعی، و اختلالات خوردن، ۱۰۰۰ نفر از دانشجویان دانشگاه شیراز و علوم پزشکی شیراز به روش نمونه گیری خوشه‌ای چند مرحله‌ای جمع آوری و مورد بررسی قرار گرفتند. داده‌های لازم از طریق مقیاس اصلاح شده وسواس فکری عملی یل براون برای اختلال بدشکلی بدن، پرسشنامه اختلال بدشکلی بدن، پرسشنامه افسردگی بک ویرایش دوم، پرسشنامه وسواس فکری- عملی مادزلی، پرسشنامه فوبی اجتماعی، و پرسشنامه نگرش‌های خوردن جمع آوری شد و به وسیله نرم افزار SPSS18 مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت. یافته‌های پژوهش در این فصل ارائه شده است.
۴-۲- یافته‌های توصیفی
جدول۴-۱: توزیع گروه مورد مطالعه بر حسب جنسیت
جنسیت
فراوانی
درصد
مذکر
۳۵۹
۳۵/۹
مونث
۶۴۱
۶۴/۱
مجموع
۱۰۰۰
۱۰۰
از میان گروه نمونه، ۶۴۱ نفر( ۶۴/۱%) از دانشجویان، دختر و ۳۵۹ نفر(۳۵/۹%) پسر بودند.
جدول۴-۲: توزیع گروه مورد مطالعه بر حسب سن
سن
فراوانی
درصد
۱۸ تا ۲۵
۷۸۵
۷۸/۵
۲۶ تا ۳۰ و بالاتر
۲۱۵
۲۱/۵
مجموع
۱۰۰۰
۱۰۰
از میان گروه نمونه، ۷۸۵ نفر(۷۸/۵%) از گروه سنی ۱۸ تا ۲۵ سال، و ۲۱۵ نفر(۲۱/۵%) از گروه سنی ۲۶ تا ۳۰ سال و بالاتر بودند.
جدول۴-۳: توزیع گروه مورد مطالعه بر حسب وضعیت تاهل
وضعیت تاهل
فراوانی
درصد
مجرد
۸۶۶
۸۶/۶
متاهل
۱۳۴
۱۳/۴
مجموع
۱۰۰۰
۱۰۰
از میان گروه نمونه، ۸۶۶ نفر(۸۶/۶%) از دانشجویان مجرد و ۱۳۴ نفر (۱۳/۴%) متاهل بودند.
جدول۴-۴: توزیع گروه مورد مطالعه بر حسب محل سکونت
محل سکونت
فراوانی
درصد
مراکز استانها
۴۴۵
۴۴/۵
مراکز شهرستانها و توابع
۵۵۵
۵۵/۵
مجموع
۱۰۰۰
۱۰۰



همه حقوق محفوظ است

Posted نوامبر 28, 2018 by admin2 in category "No category

دیدگاهتان را بنویسید

نشانی ایمیل شما منتشر نخواهد شد. بخش‌های موردنیاز علامت‌گذاری شده‌اند *