پیش بینی تحمل پریشانی در سالمندان بر اساس حمایت ادراک شده، اجتناب تجربی و هوش معنوی با نقش میانجی ذهن آگاهی

پیش‌بینی تحمل پریشانی در سالمندان براساس حمایت ادراک شده، اجتناب تجربی و هوش معنوی با نقش میانجی ذهن آگاهی

فرحناز جوانمردی ^[1]  | عبدالله شفیع‌آبادی ^[2]   | کامبیز پوشنه ^[3]

چکیده

هدف از پژوهش حاضر پیش بینی تحمل پریشانی در سالمندان بر اساس حمایت ادراک شده، اجتناب تجربی و هوش معنوی با نقش میانجی ذهن آگاهی بود. روش پژوهش توصیفی و از نوع همبستگی بود که در قالب تحلیل مسیر انجام شد. جامعه آماری پژوهش حاضر سالمندان شهر تهران در بازه سنی ۶۵ تا ۸۰ سال بودند که 3۰0 نفر از آنان با روش نمونه‎گیری خوشه‌ای انتخاب شدند. ابزار گردآوری اطلاعات در این پژوهش مقیاس مقیاس حمایت اجتماعی ادراک شده زیمنت(198۸)، پرسشنامه هوش معنوی کینگ (2008)، مقیاس تحمل پریشانی سیمونز و گاهر (2005)، مقیاس ذهن آگاهی براون و ریان(2003) وپرسشنامه اجتناب تجربی چندبعدی گامز و همکاران (2011) بود. داده‎های حاصل با استفاده از آزمون همبستگی و تحلیل رگرسیون و تحلیل مسیر برای بررسی نقش میانجی، با استفاده از دو نرم‎افزار SPSS و AMOS تحلیل شدند. نتایج حاکی از این بود که مدل تدوین تحمل پریشانی در سالمندان درمجموع از برازش قابل قبولی برخوردار است. این موضوع نشان می‌دهد که متغیرهای حمایت ادراک شده، اجتناب تجربی و هوش معنویبا تحمل پریشانی به صورت مستقیم ارتباط دارند. رابطه ذهن‎آگاهی با تحمل پریشانی به‎طور مستقیم معنادار بوده و همچنین اثر غیرمستقیم حمایت ادراک شده، اجتناب تجربی و هوش معنوی با تحمل پریشانی با میانجی‌گری ذهن‎آگاهی معنادار است (05/0>P). بنابراین می‌توان نتیجه گرفت که ذهن آگاهی نقش واسطه‌ای بین حمایت ادراک شده، اجتناب تجربی و هوش معنوی با تحمل پریشانی سالمندان دارد.

کلیدواژه‌ها: حمایت ادراک شده، اجتناب تجربی، هوش معنوی، ذهن آگاهی، تحمل پریشانی، سالمندان

مقدمه

تقریباً در همه کشورها، به دلیل افزایش امید به زندگی و کاهش نرخ زاد و ولد، گروه سنی افراد بالای 60 سال سریع‌ترین نرخ رشد را نسبت به سایر گروه‌های سنی داشته و جمعیت با شتابی بسیار بالا به سمت پیر شدن حرکت می‌‌کند (هیو و همکاران^[4]، 2017). به صورتی‌‌که در کل جهان 7 درصد جمعیت بسیاری از کشورها را سالمندان شامل می‌شوند و پیش‌‌بینی‌‌هایی صورت گرفته مبنی بر این‌‌که این جمعیت تا 15 سال آینده به 60 درصد افزایش خواهد یافت و در سال 2030 ما یک میلیارد سالمند را در جهان خواهیم داشت (هیو و همکاران^[5]، 2017).  البته در ایران نیز نسبت جمعیت سالمند در سال 1391 به 20/8 درصد جمعیت کل رسید و پیش‌‌بینی می‌‌شود در سال 1405 به 5/10 درصد جمعیت و در سال 1430 به 7/21 درصد جمعیت برسد (ابو صالحی و همکاران، 2021). موضوع جهانی پیری جمعیت در نقاط مختلف جهان نگرانی زیادی را نسبت به اختلالات روانی یا مشکل روانی با شیوع بالا در سالمندان ایجاد کرده است(بایرن و پاچانا^[6]، 2010). داشتن جامعه‌‌ای سالمند پدیده‌‌ای فراگیر و غیر قابل کنترل بوده که با ضعف در کارکردهای مختلف جامعه همراه خواهد بود(نگاشوان و سووش^[7]،2016). مشکلات و مسائل متعددی همراه با دوران سالمندی هستند که از جمله این مسائل می‌توان به بیماری‌ی جسمی و روانی اشاره نمود که به دنبال آن از کیفیت زندگی سالمندان کاسته و افزایش کیفیت زندگی این گروه یکی از اهداف هر کشور توسعه یافته‌‌ای  می‌‌باشد (عندلیب کورایم، محمودی نیا، 1400). در این بین در سطح جهانی، 15 درصد از جمعیت سالمند از اختلالات روانی رنج می‌برند و استرس یکی از مشکلات عمده سلامت روان است که بر بخش قابل توجهی (10 تا 55 درصد) از جمعیت سالمندان تأثیر می‌گذارد (سازمان بهداشت جهانی^[8]، 2016؛ استینگپراو^[9] و همکاران، 2019). مشکلات روانشناختی که اغلب در افراد سالمند دیده می‌شود عبارتند از: اضطراب، استرس و افسردگی (استنلی و بیر^[10]، 2006). این سه مشکل به عنوان سازه‌‌های عاطفی منفی در نظر گرفته می‌شوند (وود و همکاران، 2010). افسردگی، شایع‌ترین مشکل سلامت روانی که در سالمندان یافت می‌شود، باعث افزایش میزان عوارض و مرگ و میر، کاهش کیفیت زندگی (QOL) و افزایش هزینه‌های مراقبت‌های بهداشتی می‌شود (کومار و همکاران^[11]، 2014). اضطراب یک وضعیت عاطفی است که باعث ناراحتی می‌شود که با احساس نگرانی، دلهره و ترس مشخص می‌شود و اغلب در سالمندان در نتیجه تغییرات مختلف تجربه شده توسط فرآیند پیری رخ می‌دهد (ساری و مانونکالیت^[12]، 2019). اضطراب در سالمندان دارای ناتوانی شایع‌‌تر است و پیش‌‌بینی کننده قابل توجهی از پیشرفت ناتوانی، اختلال شناختی و قرار گرفتن در خانه سالمندان است.اضطراب همراه با افسردگی، نگرانی و ترس اجتماعی می‌تواند منجر به اختلال اضطراب فراگیر، به ویژه در افراد مسن شود (دیفن باخ و همکاران^[13]، 2009). همانگونه که مطرح شد سالمندان با پریشانی‌‌های روانشناختی از قبیل اضطراب، استرس و افسردگی رو برو هستند که همراهی این مسایل با مشکلاتی مانند احساس تنهایی، از دست دادن همسر و دوستان، بازنشستگی، کاش توانمندای عملکردی، مبتلا شدن به بیماری‌ی مختلف، تغییرات ظاهری، مشکلات اقتصادی و مشکلات اجتماعی و ارتباطی زندگی آنها را تحت تاثیر قرار می‌دهد (صدیقی ارفعی و همکاران، 1400). استرس فرصت تلاش و رویارویی با خطر را در زندگی برای افراد فراهم می‌کند. در صورتی که این مؤلفه از حد مجاز فراتر رود، شرایط بحرانی به وجود می‌آید و به زندگی فردی و اجتماعی افراد آسیب می‌زند و آنها را دچار پریشانی می‌نماید (صفرزاده و همکاران، 1395). در نتیجه توجه به بهبود توانمندی‌‌های سالمندان در برابر این مسائل و تغییرات حائز اهمیت است.

یکی از سازه‌یی با اهمیت که برای رویارویی و تطابق با تجربه‌ی این چنینی در فرایند زندگی می‌تواند نقش ایفا کند، سازه تحمل پریشانی است (مک دونالد و همکاران^[14]، 2021). تحمل پریشانی توانایی فرد برای مدیریت پریشانی عاطفی واقعی یا درک شده است (ووجانویچ و زگال، 2020). همچنین مستلزم این است که فرد بتواند از یک حادثه عاطفی عبور کند بدون اینکه آن را بدتر کند. افرادی که تحمل پریشانی پایینی دارند معمولاً تحت تأثیر موقعیت‌های استرس‌زا قرار می‌گیرند و گاهی اوقات ممکن است به روش‌های ناسالم یا حتی مخرب برای مقابله با این احساسات دشوار روی بیاورند (مک دونالد، یانگ و لانکاستر^[15]، 2021). همه افراد در طول زندگی استرس‌‌های مختلفی را تجربه می‌کنند. این استرس‌ها می‌توانند از ناراحتی‌های روزانه گرفته تا رویدادهای مهمی مانند از دست دادن شغل، طلاق یا مرگ یکی از عزیزان متغیر باشند(محمودپور و همکاران، 1399).چه استرس بزرگ یا کوچک باشد، توانایی فرد برای تحمل پریشانی می‌‌تواند در نحوه مدیریت موقعیت فرد نقش داشته باشد. یادگیری مهارت‌‌های تحمل پریشانی می‌‌تواند تفاوت بسیار مثبتی در توانایی فرد برای مدیریت احساسات دشوار ایجاد کند (باردین، فرگاس و اورکات^[16]، 2013). پژوهش‌ نشان می‌‌دهند که تحمل پریشانی با متغییر‌یی از قبیل کیفیت زندگی و استرس ادراک شده سالمندان (علیمحمدی، ستوده اصل و کرمانی، 2019)؛ سبک‌‌های مقابله با استرس، هوش معنوی و شادکامی (صفرزاده، سواری و دشت بزرگی، 1395)؛ اجتناب تجربی، نشخوار فکری و ذهن آگاهی (صدیقی ارفعی و همکاران، 1400) و تنظیم هیجان و سازگاری (بنتو و همکاران، 2021) در ارتباط است. در پژوهشی دیگر نشان داده شد که بین تحمل پریشانی و خودکارآمدی سالمندان رابطه معنادار معکوس وجود دارد و همه ابعاد تحمل پریشانی (تحمل، جذب، ارزیابی و تنظیم تلاش‌)  نیز رابطه معکوس با خودکارآمدی داشته، قادر به پیش بینی خودکارآمدی سالمندان می‌باشند (یوسفی نژاد و همکاران، 1398).

پژوهش‌ حاکی از آن است که یکی از متغیرهای اساسی در پیش‌‌بینی تحمل پریشانی، حمایت اجتماعی ادراک شده است. شرایط سالمندی ضرورت توجه به حمایت اجتماعی ادراک شده را به عنوان عاملی موثر در ارتقای سلامت جسمی و روانی سالمندان و پیش شرط موفقیت در سالمندی افزایش می‌دهد (کانگ و همکاران، 2018). حمایت اجتماعی ادراک شده، به دلیل تغییرات سالمندی، نقش حیاتی در زندگی سالمندان دارد و با افزایش سن افراد، اهمیت آن به شدت افزایش می‌یابد(یونسار و همکاران^[17]، 2016). حمایت اجتماعی شامل منابع واقعی یا ادراک شده ارائه شده توسط دیگران است که به فرد امکان می‌دهد احساس کند که مورد توجه، ارزش و بخشی از یک شبکه ارتباطی است(استرانگ و همکاران^[18]، 2019). سالمندان بیشتر از افراد جوان با موقعیت‌ی استرس زا مانند از دست دادن همسر، بستگان، دوستان مواجه می‌شوند که منجر به تنهایی، مشکلات سلامتی و گوشه گیری می‌شود(دسموخ و همکاران^[19]، 2015). حمایت اجتماعی می‌تواند با ارائه تجربیات مثبت، نقش‌های فعال اجتماعی یا بهبود توانایی مقابله با رویدادهای استرس‌زا، سلامت را ارتقا دهد. حمایت اجتماعی برای سالمندانی که پس از از دست دادن شریک زندگی با معلولیت‌ی مرتبط با بیماری مزمن یا انزوای اجتماعی زندگی می‌کنند، حیاتی است. در نتیجه کمبود خانواده یا افراد مهم و کاهش شبکه‌ی حمایت اجتماعی، سالمندان احساس تنهایی می‌کنند و مشکلات سلامت جسمی و روحی دارند(جیونگ و جانگ اون^[20]، 2018).

سالمندان از طرفی دیگر به روش خاصی از فکر کردن عادت کرده‌‌اند و ممکن است احساس کنند که قادر به تغییر دادن روش‌‌های فکر کردن خود نباشند چرا که سالمندان جمعیت بسیار ناهمگنی هستند که گرایش به مغشوش کردن افکار و احساسات خود دارند (لیدلاو^[21] و همکاران،1397، ترجمه: زرانی و همکاران، 1397). پژوهش‌ نشان می‌دهند این نوع واکنش در سالمندان و عدم تحمل پریشانی با سازه‌ای به نام اجتناب تجربی در ارتباط است (عسگری و خالقی پور، 1399؛ صدیقی ارفعی و همکاران،1400). اجتناب تجربی ، یا عدم تمایل به ماندن با تجربیات آزاردهنده درونی همراه با تلاش برای کنترل یا اجتناب از تجارب آزاردهنده درونی، با طیفی از علائم آسیب‌شناسی روانی در طیفی از تظاهرات بالینی اضطراب و ترس همراه است. این تلاش‌ برای کنترل تجربیات درونی می‌تواند پریشانی را تشدید کرده و رفتار را محدود کند (هیزسلکتون و اویستیس^[22]، 2020). به این صورت که این اجتناب تجربی با هدف کاهش یا تغییر افکار، احساسات ناراحت کننده عمل می‌‌کند و با نشانه‌‌های افسردگی در افراد دیده می‌‌شود (لوین و همکاران^[23]، 2018؛ کاشدن و همکاران، 2009). اجتناب تجربی، با کنترل و یا با به حداقل رساندن تأثیر تجارب آزاردهنده در فرد تسکینی کوتاه مدت و شتابزده را برای فرد ایجاد می‌کند که این موضوع به شکل منفی رفتار فرد را تقویت می‌‌نماید. این اجتناب در شرایطی که با عملکردهای روزانه فرد و دستیابی به اهداف زندگی شخصی تداخل پیدا کند مشکل‌‌زا می‌‌شود و خود را بیشتر نشان می‌دهد(ایفتر و همکاران^[24]،2009). افراد با سطح پایین تحمل پریشانی، ظرفیت ادراک شده کمتری برای مقابله با حوادث و احساسات ناگوار خواهند داشت و در نتیجه به استفاده از اجتناب به عنوان یک راهبرد مقابله‌ای روی آورند (اروین^[25] و همکاران، 2018).

یکی دیگر از عوامل موثر در سنین سالمندی می‌تواند هوش معنوی باشد که آن را چهارچوبی برای شناسایی و سازماندهی مهارت‌‌ها و توانمندی‌‌ها مورد نیاز دانسته‌‌اند به صورتیکه با استفاده از معنویت میزان سازش پذیری فرد افزایش می‌‌یابد (دیانورکیا^[26]، 2008). از طریق هوش معنوی فرد قادر بوده تا احساس پیوند با یک قدرت برتر یا یک وجود مقدس را تسهیل نمود و آن را افزایش داده است( فو و لو^[27]، 2018). افراد از طریق هوش معنوی می‌‌خواهند پتانسیل و توان و نیز منابع معنوی برای تصمیم‌‌گیری‌ی مهم و اندیشه در موضوعات وجودی یا تلاش در مسیر حل مسئله روزانه استفاده کنند (سیسک و تورنس^[28]، 2011). هوش معنوی از روابط سالم و سازنده با جنبه‌ی مختلف زندگی مانند امنیت روحی و جسمی و همچنین امنیت اجتماعی و برخورداری از زندگی بر کیفیت کامل زندگی در میان سالمندان پشتیبانی می‌کند(دیانورکیا^[29]، 2008). دیدگاه معنوی به دلیل بیماری‌ی جسمی، ناتوانی، از دست دادن عزیزان، تنهایی، افسردگی، اضطراب و مرگ و میر در دوران سالمندی به جنبه بسیار مهمی در میان سالمندان تبدیل شده است. اهمیت معنویت و سالمندی به دلیل رفاه جسمی و عاطفی و همچنین رفاه اجتماعی افزایش یافته است(کوماری و سانگوان^[30]، 2020). نتایج پژوهش کاپری و کاسپالیا^[31](2019) نشان داد که همه سالمندان به اهمیت معنویت در زندگی خود پی برده‌اند و ارتباط آن با سالمندی در توانایی تحمل محدودیت‌ها، زیان‌ها و دشواری‌های ذاتی فرآیند، رویارویی با رنج‌های موجود است. تأثیر این ظرفیت بر کیفیت زندگی عمدتاً در حوزه سلامت روانی درک می‌شود و به نفع رشد افکار و احساسات مثبت است که به آنها سطوح بالایی از رضایت از زندگی خود را می‌دهد.

یک سازه دیگر که به نظر می‌رسد با ظرفیت تحمل پریشانی مرتبط باشد، ذهن آگاهی است (کارپنتر^[32] و همکاران، 2019). شواهد پژوهشی نشان می‌دهد که افراد با سطح تحمل پریشانی پایین درک مناسبی از واقعیـت ندارند و  بر روی فرایندهای ذهنی خویش، آگاهی لازم را ندارند که ایـن مهم می‌تواند از فقدان ذهن آگاهی این افراد در لحظه انجام فعالیت‌ باشد (رستمی و فریدونفر، 1400). پژوهشگران در پژوهش‌‌های خود بر نقش سازنده ذهن‌‌آگاهی در بهبود نسبی مشکلات روانشناختی سالمندان تأکید نموده اند(بستر و همکاران^[33]، 2016؛ تاکاشی و همکاران^[34]، 2021) ذهن آگاهی رویکردی نسبتاً جدید به روان‌‌درمانی است  که به وسیله برخی از تکنیک‌ی عملی به فرد کمک می‌‌کند در لحظه حال بماند و از توجه به آینده باز بماند و از این طریق به کاهش علائم بیماری کمک نموده است (رفیعی و همکاران، 1398). ذهن آگاهی کیفیت زندگی سالمندان را بالا می‌‌برد و با افزایش ذهن آگاهی در آنها می‌‌توان به بهبود سلامت روان آنها کمک نمود (عندلیب کورایم ومحمودی نیا، 1400). از آنجا که ذهن آگاهی احساس آگاهی نسبت به هیجانات و پدیده‌‌های پیرامون فرد است به افراد کمک می‌کند تا به این ادراک برسند که هیجانات منفی ممکن است به وقوع بپیوندند اما آنها بخش پایدار زندگی نیستند و به فرد این امکان را می‌‌دهد تا بجای پاسخ‌‌های غیرارادی به وقایع زندگی با تفکر و تأمل پاسخ دهد و نیز از این طریق به تسکین دردها و معنادار کردن زندگی در ارتباط بوده و به صورت مثبتی کیفیت زندگی فرد را پیش‌‌بینی کند(ووکر و کالوسیمو^[35]، 2011). در رابطه با سالمندان و ذهن آگاهی تحقیقات از نقش ذهن آگاهی بر سالمندان تأکید نموده اند به این صورت که، قدمپور و همکاران (1397) در پژوهش خود با به اثربخش بودن ذهن آگاهی بر افزایش شادکامی سالمندان و نیز به  بهبود کیفیت زندگی آنان می‌‌انجامد، اشاره نموده است. عسگری و شفیعی (1396) ذهن آگاهی و هوش معنوی سالمندان به بهبود سلامت روان آنها منجر شده و پیش‌‌بینی کننده بالارفتن تحمل آنان می‌‌باشد. اینز و همکاران^[36](2016) در پژوهش خود نشان داد که ذهن آگاهی از عوامل اساسی در بهبود سلامت روان سالمندان بوده است.

در نهایت امروزه به دلیل افزایش امید به زندگی و رشد فزاینده و سریع جمعیت سالمند، کیفیت زندگی سالمندان به عنوان یک چالش اساسی در جوامع انسانی مطرح است و بهبود زندگی آنان از طریق توانمندسازی برای سازگاری با فقدان‌ی جسمی، روانی و اجتماعی، دستیابی به آرامش و رضایت از زندگی از اهمیت ویژه‌ای برخوردار است. با توجه به نقش مهم تحمل پریشانی در نحوه ارزیابی و پیامدهای ناشی از تجارب ناخوشایند و استرس زا و نظر به این که سالمندان حاضر در خانه سالمندان، پریشانی روانشناختی بیشتری را به دلیل دوری از محیط خانواده و از دست دادن حمایت آنها تجربه می‌کنند، هدف از پژوهش حاضر تدوین الگوی تحمل پریشانی در سالمندان بر اساس حمایت ادراک شده، اجتناب تجربی و هوش معنوی با نقش میانجی ذهن آگاهی است و با توجه به پشتوانه ی نظری و پژوهشی موجود، این پژوهش در صدد پاسخگویی به جواب این مسئله است که سهم و نقش ذهن آگاهی به عنوان نقش واسطه‌ای بین حمایت ادراک شده، اجتناب تجربی و هوش معنوی و ارتباط آن با تحمل پریشانی چقدر است؟

روش پژوهش

پژوهش حاضر از نوع کاربردی و در زمره تحقیقات توصیفی و همبستگی(تحلیل مدل‌‌یابی معادلات ساختاری) بود.

جامعه، نمونه و روش نمونه‌گیری

نمونه پژوهش شامل 300 نفر بود که به صورت خوشه‌ای از بین سالمندان سنین بین65 تا80سال مراجعه کننده به سرای محلات شهر تهران در سال 1400-1401 و در بازه ی زمانی دی ماه 1400 تا مرداد ماه 1401 انتخاب شد. با استفاده از نمونه گیری خوشه‌ای ابتدا از میان مناطق 22گانه تهران دو منطقه به صورت تصادفی انتخاب و سپس از هر منطقه 2 سرا به صورت تصادفی انتخاب شد. که در این میان سرای محله صدر و سرای محله قلهک در منطقه 3؛ سرای محله عباس آباد و سرای محله مجیدیه در منطقه7 انتخاب شد. در مورد حجم نمونه در روش الگویابی معادلات ساختاری دیدگاه‌های متفاوتی مطرح‌شده است. حیمز استیونس (1994) برای تحلیل رگرسیون چندگانه روش معمولی کمترین مجذور استاندارد، 15 نفر برای هر متغیر اندازه‌گیری شده را پیشنهاد می‌کند (هومن، 1396). بر اساس نظر استیونس (1994) که معتقد است در الگوی معادلات ساختاری جهت سازگاری مدل تعداد نمونه حداقل  15 الی 20 برابر تعداد متغیرهای مشاهده شده در تحقیق می‌باشد(هومن، 1396).که در این پژوهش 16 متغیر و زیر مقیاس مشاهده شده شناسایی شد که 15 برابر آن مساوی با 240 نفر می‌شود که با بیش برآورد و پیش بینی ریزش آزمودنی به 300 نفر افزایش یافت. معیارهای ورود به پژوهش شامل زندگی در شهر تهران، توانایی خواندن و نوشتن، عدم وجود بیماری‌‌های روانی بر اساس خود اظهاری و سن بالای 65 سال بود. معیارهای خروج شامل عدم تمایل برای ادامه مطالعه و تکمیل ناقص پرسشنامه‌‌ها بود. پس از ارائه اطلاعات لازم در زمینه اهداف مطالعه و جهت رعایت اخلاق پژوهشی پیش از اجرای پژوهش به آنها جهت اختیاری بودن شرکت در پژوهش و محرمانه بودن اطلاعات اطمینان داده شد.

ابزار پژوهش

مقیاس تحمل پریشانی (DTS)

مقیاس تحمل پریشانی^[37] (DTS^[38]) این مقیاس، یک شاخص خود سنجی تحمل پریشانی هیجانی است که توسط سیمونز و گاهر^[39] (2005) ساخته‌شده است. این مقیاس دارای 15 گویه می‌باشد که 4 خرده مقیاس آن شامل عناوین تحمل^[40]، جذب^[41]، ارزیابی^[42] و تنظیم^[43] است که تحمل پریشانی را بر اساس توانمندی فرد برای تحمل پریشانی هیجانی، ارزیابی ذهنی پریشانی، میزان توجه به هیجانات منفی در صورت وقوع و اقدام‌های تنظیم‌کننده برای تسکین حالت پریشانی موردسنجش قرار می‌دهند. تحمل (تحمل پریشانی هیجانی): با سؤالات ۱، ۳ و ۵ اندازه‌گیری می‌شود. جذب (جذب شدن به‌وسیله هیجانات منفی): با سؤالات ۲، ۴ و ۱۵ اندازه‌گیری می‌شود. ارزیابی (برآورد ذهنی پریشانی): با  سؤالات  ۶، ۷، ۹، ۱۰، ۱۱ و ۱۲ اندازه‌گیری می‌شود و تنظیم (تنظیم تلاش‌ها برای تسکین پریشانی): با سؤالات ۸، ۱۳ و ۱۴  اندازه‌گیری می‌شود. گزینه‌های این مقیاس بر اساس مقیاس لیکرت نمره‌گذاری می‌شوند، نمره یک به معنای توافق کامل با گزینه موردنظر و نمره 5 به معنای عدم توافق کامل با گزینه موردنظر می‌باشد. ضرایب آلفا برای این خرده مقیاس‌ها به ترتیب 72/0، 82/0، 78/0، 70/0 و برای کل مقیاس 82/0 به‌دست‌آمده است. همبستگی درون طبقه‌ای پس از گذشت شش ماه، 61/0 بود. در پژوهش اندامی خشک (1392) آلفای کرونباخ کل مقیاس 86/0 به دست آمد. عزیزی، میرزایی و شمس (1389) نیز، میزان آلفای کرونباخ این مقیاس را 67/0 و اعتبار باز آزمایی این مقیاس را نیز 79/0 گزارش کردند. آلفای کرونباخ پرسشنامه در پژوهش حاضر 77/0 به دست آمد.

مقیاس حمایت اجتماعی ادراک شده (^[44]MSPSS)

این مقیاس که توسط زیمت^[45] در سال 1988 طراحی شد، متشکل از 12 گویه برای سنجش حمایت اجتماعی ادراک‌شده از سه منبع خانواده، دوستان و دیگر افراد مهم است که بر اساس یک مقیاس 5 درجه‌‌ای لیکرت از کاملاً مخالف(1) تا کاملاً موافق(5) پاسخ  داده می‌‌شود. گویه‌‌های3، 4، 8 و 11 مربوط به حمایت اجتماعی ادراک‌شده از سوی خانواده، گویه‌‌های 7، 6، 9 و 12 مربوط به حمایت اجتماعی ادراک‌شده از سوی دوستان و گویه‌‌های 1، 2، 5 و 10 مربوط به حمایت اجتماعی ادراک‌شده از سوی دیگران می‌‌باشد آلفای کرونباخ مقیاس کلی 89/0 گزارش‌شده  است(زیمت و همکاران، 1988). مقدار آلفای کرونباخ این مقیاس در پژوهش اسدی‌‌مجره (1390)، 87/0 گزارش شده است. آلفای کرونباخ کل مقیاس در پژوهش آوریده، اسدی‌‌مجره، مقتدر، عابدینی و میربلوک‌‌بزرگی (1398) 89/0 و برای سه بعد حمایت اجتماعی ادراک‌شده از سوی خانواده، دوستان و افراد مهم زندگی به ترتیب 83/0، 75/0 و 81/0 به دست آمد. آلفای کرونباخ پرسشنامه کل در پژوهش حاضر 85/0 به دست آمد.

پرسشنامه هوش معنوی  (SISRI^[46])

پرسشنامه هوش معنوی  توسط کینگ^[47] (2008) طراحی و ساخته شد. این پرسشنامه دارای  24 ماده و چهار خرده مقیاس شامل تفکر وجودی با 7 ماده، تولید معنای شخصـی با 5 ماده، آگاهی متعالی با 7 ماده، گسترش وضعیت هشیاری با 5 ماده دارد که برای سنجش هوش معنـوی ساخته‌شده است. نمره‌گذاری این پرسشنامه با روش لیکرت و در طیف‌بین نظری ندارم (0)، درست نیست (1)، تاحدی درست (2)، خیلی درست (3) و کاملاً درست (4) می‌باشد که نمرات بالا نشان‌دهنده هوش معنوی بالا و یا وجـود چنین ظرفیتی است. حداقل و حداکثر نمره در این پرسشنامه به ترتیب 0 و 96 است در پژوهش رقیب و همکاران (1389) پایایی این مقیاس با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ 88/0 برآورد شد. روایی صوری و محتوایی مقیاس توسط متخصصان روان‌شناسی مورد تائید قرار گرفت. برای برآورد روایی همگرایی از پرسشنامه‌ی تجربه‌ی معنوی غباری بناب به‌طور هم‌زمان استفاده‌شده که ضرایب همبستگی این دو پرسشنامه 66/0 به‌دست‌آمده است. آلفای کرونباخ پرسشنامه در پژوهش حاضر 79/0 به دست آمد.

پرسشنامه ذهن آگاهی

مقیاس ذهن آگاهی (^[48]MAAS) یک آزمون 15 سؤالی است که براون و ریان ^[49](2003) آن را به‌منظور سنجش سطح هشیاری و توجه نسبت به رویدادها و تجارب جاری در زندگی روزمره ساختند. سؤال‌های آزمون سازه ذهن آگاهی را در مقیاس شش‌درجه‌ای لیکرت (از نمره یک برای «تقریباً همیشه» تا نمره شش برای «تقریباً هرگز») می‌سنجد. از پاسخ‌دهندگان بـه ایـن آزمـون خواسته می‌شود تا فراوانی تجربه خود از جملات مقیاس را بـا استفاده از طیف لیکرت 6 نقطه‌ای از 1 به ازای همیشـه تـا 6 به ازای هرگز  گزارش دهند. حداقل نمره 15 و حداکثر آن 90 است که نمره بالا نشان‌دهنده ذهن آگاهی بالاتر است. ماده‌های مقیاس ذهن آگاهی در مورد آگاهی از حالات عاطفی، تجارب، فعالیت‌ها، بی‌توجهی به مسائل پیرامونی، انجام فعالیت‌ها بدون تمرکز، انجام فعالیت‌ها بدون آگاهی نسبت به آن و ناآگاهی از زمان شروع و ختم فعالیت‌های روزانه می‌باشند. همسانی درونی این مقیاس با استفاده از آلفای کرونباخ بین 82/0 تا 87/0 گزارش شده است(بوند و همکاران، 2011). این مقیاس در جامعه ایران نیز اجراشده است و آلفای کرونباخ آن 87/0 و روایی محتوای آن را  80/0 گزارش شد (قاسمی پور و قربانی، 1389). آلفای کرونباخ پرسشنامه کل در پژوهش حاضر 89/0 به دست آمد.

پرسشنامه اجتناب تجربی چندبعدی (MEAQ)- گامز و همکاران (2011):

پرسشنامه اجتناب تجربی چندبعدی (MEAQ^[50]) توسط گامز^[51] و همکاران (2011) تدوین شده است. دارای 62 سوال در طیف لیکرت 6 درجه‌ای می‌باشد. همچنین 6 خرده مقیاس اجتناب رفتاری، پریشانی گریزی، تعویق، حواس پرتی/فرونشانی، انکار/ سرکوبی و تحمل پریشانی دارد.پاسخ‌ها روی یک مقیاس لیکرت از به شدت مخالفم (1 (تا کاملا موافقم (6 (درجهبندی میشود. نمرات هربعد، از جمع کردن نمره‌های افراد در تعدادی از آیتم‌های پرسشنامه به دست می آید. نمرات بالاتر، نشان دهنده ی اجتناب بیشتر است. پرسشنامه ی مذکور در جمعیت‌های بالینی و غیر بالینی اعتبار و پایایی مطلوبی نشان داده است. گامز و همکاران، اعتبار و پایایی خارجی این پرسشنامه را مطلوب گزارش کردند (گامز و همکاران، 2014). ضریب آلفای کرونباخ در پژوهش اسماعیلیان، دهقانی، اکبری، حسنوند (1395) برای هریک از ابعاد ناآگاهی هیجانی، بیزاری از آشفتگی روانی، به تعویق انداختن فعالیت‌ها، اجتناب شناختی، تحمل فشار روانی و اجتناب روانی به ترتیب 92/0 ،89/0، 93/0 ،87/0 ،81/0 و 84/0 بود. ضریب همبستگی کل پرسشنامه را با مقیاس هیجان خواهی  زاکرمن 41/0 به دست آوردند که نشان دهنده روایی ملاکی همزمان این پرسشنامه است. در پژوهش حاضر، ضریب آلفای کرونباخ نمره ی کل پرسشنامه ی اجتناب از تجربه نیز 89/0به‌دست آمد.

روش اجرای پژوهش

جهت اجرای پژوهش، ابتدا معرفی نامه از سوی دانشگاه برای شهرداری دو منطقه مورد نظر اخذ شد. سپس هماهنگی‌ی لازم با شهرداری‌ی این دو منطقه شهر تهران (منطقه 3 و 7) انجام شد. نامه‌نگاری‌ از طریق شهرداری انجام شده و پس از موافقت مراکز از مراجعه‌کنندگان واجد شرایط خواسته شد که با رضایت آگاهانه به سؤالات پاسخ دهند و برای کاهش خستگی شرکت‌کنندگان بافاصله‌ی زمانی حداکثر یک ساعت به سؤلات پاسخ  داده شد. برای ترغیب بیشتر افراد برای شرکت در پژوهش به آنها هدایای کوچکی داده شد و در آخر نتایج به صورت فردی به آنها گزارش شد .پس از یک مصاحبه ی مقدماتی افرادی که ملاک‌ی ورود را دارا بودند(سن 65 تا 80 سال ،ازاهالی همان محله بودن) و مایل به حضور در پژوهش بودند، پرسشنامه‌ را تکمیل کردند. لازم به ذکر است که برخی شرکت‌کنندگان  که فرصت بیشتری خواستند، پرسشنامه‌ در اختیارشان قرار گرفت و در جلسه ی بعدی از آنها دریافت شد.

یافته‌

در این پژوهش به منظور تجزیه و تحلیل داده‌ از مدل‌سازی معادلات ساختاری با استفاده از نرم‌افزار Amos استفاده شد.

جدول 1: توصیف آماری و ماتریس ضرایب همبستگی متغیرهای پژوهش

*معنی‌داری در سطح 05/0          **معنی‌داری در سطح 01/0

در جدول (1) اطلاعات توصیفی مربوط به میانگین و انحراف معیار به همراه ضرایب همبستگی بین متغیرهای حمایت اجتماعی ادراک‌شده، اجتناب تجربی، هوش معنوی و ذهن آگاهی با تحمل پریشانی نشان داده شده است.تمامی ضرایب همبستگی محاسبه شده در سطح آلفای 01/0 معنی‌دار می‌‌باشند (01/0>p). همبستگی بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده، هوش معنوی و ذهن آگاهی با تحمل پریشانی مثبت است. مثبت بودن ضرایب بدست آمده نشان دهنده وجود رابطه مستقیم بین حمایت اجتماعی ادراک‌شده، هوش معنوی و ذهن آگاهی با تحمل پریشانی است. همبستگی بین اجتناب تجربی با تحمل پریشانی منفی است. معنی‌داری ضرایب پیش شرط لازم برای تحلیل معادلات ساختاری را فراهم می‌آورد. پیش از انجام تحلیل داده‌های پرت تک متغیری با استفاده از نمودار جعبه‌ای و داده‌های پرت چندمتغیری با استفاده از آماره ماهالانوبیس بررسی و از مجموعه داده‌ها کنار گذاشته شدند. کجی و کشیدگی توزیع نمرات متغیرها محاسبه و نتایج نشان داد هیچ کدام از مقادیر کجی و کشیدگی بیشتر از دامنه 1± نمی‌باشد. نرمال بودن داده‌ها با استفاده از آزمون کالموگروف_اسمیرنوف بررسی شد. نتایج نشان داد توزیع نمرات متغیرهای مدل نرمال است (05/0<P). فرض استقلال خطاها با آماره دوربین واتسون برای محاسبه‌ی معادلات رگرسیونی مدل پژوهش بررسی شد که مقدار به دست آمدهبیانگر برقراری این مفروضه است. مفروضه‌ی هم خطی بین متغیرها با استفاده از همبستگی پیرسون بین زوج متغیرها بررسی شد. با توجه به اینکه همبستگی دو متغیری 9/0 و بالاتر نشان دهنده‌ی همخطی است، این مشکل در داده‌های پژوهش حاضر مشاهده نشد. علاوه بر آن آماره تحمل و عامل تورم واریانس به منظور بررسی هم خطی چندگانه محاسبه شد. نتایج نشان داد هیچکدام از مقادیر آماره تحمل کوچکتر از حد مجاز 1/0 و هیچکدام از مقادیر عامل تورم واریانس بزرگتر از حد مجاز 10 نمی‌باشند. بنابراین بر اساس دو شاخص ذکر شده وجود همخطی چندگانه در داده‌ها مشاهده نشد. پس از بررسی مفروضه‌ها و حصول اطمینان از برقراری آنها، به منظور ارزیابی مدل مورد بررسی از تحلیل معادلات ساختاری استفاده شد. نتایج در شکل(1) ارائه شده است. به منظور بررسی نقش میانجی ذهن آگاهی در رابطه بین حمایت اجتماعی ادراک شده، اجتناب تجربی و هوش معنوی با تحمل پریشانی، از تحلیل معادلات ساختاری استفاده گردید. مدل بررسی شده به همراه شاخص‌های مربوط به برازش مدل در ادامه ارائه شده است.

شکل۱. ضرایب استاندارد مدل روابط ساختاری بین حمایت اجتماعی ادراک شده، اجتناب تجربی و هوش معنوی با تحمل پریشانی با نقش میانجی ذهن آگاهی

در شکل (1) ضرایب استاندارد مدل پیشنهادی به منظور بررسی نقش میانجی ذهن آگاهی در رابطه بین حمایت اجتماعی ادراک شده، اجتناب تجربی و هوش معنوی با تحمل پریشانی نشان داده شده است. شاخص‌ی مربوط به برازش مدل در جدول زیر ارائه شده است.

جدول 2: شاخص‌های برازش مدل معادله ساختاری

در جدول (2) شاخص‌های برازش مدل ارائه شده است. شاخص نسبت مجذور کای بر درجه آزادی (df/2χ) در دامنه بین 1 تا 5 قرار دارد. شاخص برازندگی ریشه واریانس خطای تقریب (RMSEA) برابر ۰۶۲/0 و ریشه استاندارد واریانس باقی‌مانده (SRMR) برابر با ۰۷۴/0است که نشان دهنده برازش مطلوب مدل است. شاخص‌های IFI، CFI ، GFI نیز از ملاک مورد نظر (9/0) بزرگتر هستند. ضرایب بدست آمده حاکی از برازش مطلوب مدل است.

جدول 3: ضرایب مدل‌های اندازه‌گیری در مدل معادله ساختاری پژوهش

نتایج تحلیل مدل‌های اندازه‌گیری در جدول (3) ارائه شده است. معنی‌دار بودن وزن‌های رگرسیون مربوط به مدل اندازه‌گیری متغیرهای حمایت اجتماعی ادراک‌شده، اجتناب تجربی، هوش معنوی، ذهن آگاهی و تحمل پریشانی نشانه معرف بودن همه شاخص‌ها‌ برای متغیرهای مکنون مربوطه است.  در این مدل برای متغیر ذهن آگاهی از روش  بسته‌های سوال استفاده شد. با توجه به اینکه پرسشنامه ذهن آگاهی فاقد مولفه می‌باشد و زمانی که طول پرسشنامه، زیاد است غیرممکن است که مدل مورد نظر برازش رضایت بخشی با داده‌ داشته باشد و مورد تأیید قرار گیرد. در واقع، در پرسشنامه‌های طولانی که برای اندازه گیری هر عامل از تعداد زیادی سؤال استفاده می شود، زمانی که سؤالات انفرادی مورد تحلیل عاملی تأییدی قرار می‌گیرند، انتظار اینکه مدل مورد نظر با داده‌ برازش داشته باشد و راه حل‌های، رضایت بخشی به دست دهد، غیرمنطقی است.در این گونه موارد، استفاده از بسته‌ی سؤال مناسب خواهد بود. استفاده از بسته‌های سؤال به جای سؤالهای انفرادی باعث افزایش اعتبار نشانگرها،کاهش تعداد پارامترهای برآورد شده، ایجاد نشانگرهایی با توزیع تقریباً نرمال و بهبود برازش مدل با دادها می شود. در مطالعة حاضر، بسته‌های سوال برای پرسشنامه ذهن آگاهی از طریق تقسیم تصادفی سؤالهای پرسشنامه به 3  گروه و جمع کردن نمره سؤالهای هر گروه، شکل گرفت. بر اساس ۱۵ سؤال، تعداد 3 بسته سؤال برای پرسشنامه ذهن آگاهی به وجود آمد.

جدول 4. اثرهای مستقیم، غیرمستقیم وکل

*   معنی‌داری در سطح 05/0          **معنی‌داری در سطح 01/0

با توجه به اطلاعات مندرج در مدل آزمون شده و جدول 4، فرضیه‌های پژوهش تأیید گردید.بر اساس نتایج بدست آمده، حمایت اجتماعی ادراک‌شده (۰۵/۰>P، ۲۰۰/۰=β) و هوش معنوی (۰۱/۰>P، ۴۴۱/۰=β) به صورت مستقیم بر ذهن آگاهی تاثیر مثبتو اجتناب تجربی به صورت مستقیم بر ذهن آگاهی (۰۱/۰>P، ۳۶۱/۰-=β) تاثیر منفیدارد. حمایت اجتماعی ادراک‌شده هم به صورت مستقیم (۰۵/۰>P، ۱۶۶/۰=β) و هم به صورت غیرمستقیم (۰۵/۰>P، ۰۶۶/۰=β) و با میانجی‌گری ذهن آگاهی بر تحمل پریشانی تاثیر دارد. اجتناب تجربی هم به صورت مستقیم (۰۱/۰>P، ۳۶۵/۰-=β) و هم به صورت غیرمستقیم (۰۵/۰>P، ۱۱۸/۰-=β) و با میانجی‌گری ذهن آگاهی بر تحمل پریشانی تاثیر دارد. هوش معنوی هم به صورت مستقیم (۰۱/۰>P، ۲۶۸/۰=β) و هم به صورت غیرمستقیم (۰۱/۰>P، ۱۴۵/۰=β) و با میانجی‌گری ذهن آگاهی بر تحمل پریشانی تاثیر دارد. ذهن آگاهی نیز به صورت مستقیم (۰۱/۰>P، ۳۲۸/۰=β) بر تحمل پریشانی تاثیر مثبت دارد.

بحث و نتیجه‌گیری

هدف از انجام پژوهش حاضر پیش بینی تحمل پریشانی در سالمندان بر اساس حمایت ادراک شده، اجتناب تجربی و هوش معنوی با نقش میانجی ذهن آگاهی در سالمندان شهر تهران بود.

 یافته‌های پژوهش نشان داد که حمایت ادراک شده، اجتناب تجربی و هوش معنوی هم یه صورت مستقیم و هم به صورت غیر مستقیم با نقش میانجی ذهن آگاهی قابلیت پیش بینی تحمل پریشانی را دارند. نتایج پژوهش نشان داد که حمایت اجتماعی سطح تحمل پریشانی در سالمندان را پیش بینی می‌کند و به صورت مستقیم  بر سطح تحمل پریشانی اثر دارد. این یافته با یافته‌ی یوسفی نژاد و همکاران(1398) ، علی محمدی و همکاران(1398)،  مورفورد و همکاران(2021) ،  بای و همکاران(2020) مبنی بر ارتباط حمایت اجتماعی با تحمل پریشانی و تاب آوری سالمندان همسو  بود.علی محمدی و همکاران(1398) در پژوهش خود یکی از عوامل مهم بر سطح تحمل پریشانی و کیفیت زندگی سالمندان را وجود حمایت اجتماعی و ادراک آن قلمداد می‌کنند. در تبیین یافته‌ی این پژوهش اینگونه می‌توان گفت که دریافت حمایت اجتماعی موجب می‌گردد که سالمند إحساس و باور کند مورد احترام سایرین و عنصری ارزشمند و دارای شأن و منزلت می‌باشد و به یک شبکه از ارتباطات و تعهدات متقابل تعلق دارد.حمایت اجتماعی سالمندان را از تاثیرات منفی استرس مورد محافظت قرار می‌دهد و بر پردازش مشکلات و نحوه رویارویی سالمندان با موقعیت‌ی استرس زاتاثیر میگذارد که این مساله میتواند سطح تحمل پریشانی سالمند را افزایش دهد. از سویی دیگرشبکه اجتماعی که فرد سالمند به آنها تعلق دارد پیوندهایی از روابط یکپارچه را فراهم می‌سازد حمایت‌هایی مانند حمایت عاطفی نظیر عشق، همدلی، مصاحبت و مشورت، حمایت اطلاعاتی مانند حل مشکل، جمع آوری اطلاعات و حمایت ابزاری مانند خدمات و کنترل اجتماعی در کیفیت زندگی و سطح مواجهه سالمندان با چالش‌ی زندگی و ناملایمات را افزایش خواهد داد(کانگ و همکاران، 2018).

نتایج پژوهش نشان داد که اجتناب تجربی سالمندان بر تحمل پریشانی اثر مستقیم دارد. این یافته با مطالعات  احدی، مهری نژاد و مرادی(1395)،  صدیقی ارفعی، رشیدی و تابش(1400)،لارسون، موریس، جاکت، کو، برومن، کوستانزو (2019)   همسو است. نتایج پژوهش‌ی عسگری و خالقی‌پور (1399) و صدیقی ارفعی و همکاران (1400) نشان می‌دهد عدم تحمل پریشانی با سازه‌ای به نام اجتناب تجربی در ارتباط است. اجتناب تجربی با تلاش برای کنترل یا اجتناب از تجارب آزاردهنده درونی، با طیفی از علائم آسیب‌شناسی روانی در طیفی از تظاهرات بالینی اضطراب و ترس همراه است. این تلاش‌ برای کنترل تجربیات درونی می‌تواند پریشانی را تشدید کرده و رفتار را محدود کند (هیزسلکتون و اویستیس^[52]، 2020). در تبیین این یافته می‌توان گفت اجتناب تجربی با بروز مشکلات مرتبط با سلامت روانی و جسمانی در ارتباط است و پژوهشها نشان دادهاند که باعث می‌شود فرد از راهبردهای منفی مانند انکار، گسستگی رفتاری، تخریب خود و سرزنش خود بیشتر استفاده کند (کاشدان و همکاران، 2009). یکی از خطرات بالقوه تهدید کننده سلامتی در سنین سالمندی، تنهایی و انزوا، مشکالت اقتصادی وکمبود روابط در زندگی و نبود تفریح و اوقات فراغت است. با توجه به اینکه اجتناب تجربی فضای زندگی سالمند را با استفاده از وقت و انرژی برای جلوگیری از موقعیتها و احساسات غیرقابل کنترل یا ناخوشایند محدود می‌کند، ممکن است در افراد سالمندان با گذشت زمان از افزایش اوقات فراغت و فعالیتهای اجتماعی جلوگیری کند، درنهایت منجر به احساس تنهایی و کسالت شود(فونگ و همکاران، 2015؛‌رد و همکاران، 2008). بنابراین کیفیت زندگی فرد سالمند را در زمینه‌ی روابط اجتماعی، روابط خانوادگی، کار، اوقات فراغت، زندگی زناشویی، وضعیت مالی، وضعیت زندگی، ایمنی شخصی و سلامت جسمانی و روانشناختی کاهش می‌دهد(لوین و همکاران، 2018). بنابراین ممکن است استفاده همیشگی از اجتناب تجربی با هدف کنترل و به حداقل رساندن تجارب درونی منفی به عنوان یک راه حل، خود تبدیل به مشکل شود و تحمل پریشانی سالمندان را کاهش می‌دهد

یافته‌ی این پژوهش همچنین نشان داد که هوش معنوی می‌تواند به صورت مستقیم سطح تحمل پریشانی را پیش بینی کند. این یافته‌ها با یافته‌ی عسگری و شفیعی(1396) ، صفرزاده، سواری و دشت بزرگی(1395) ،منصور و طارق (2018)  و آجله، اولادجو، بابالولا(2021) مبنی بر ارتباط هوش معنوی با تحمل پریشانی همسو است. دشت بزرگی و همکارا(1395) معتقدند که هوش معنوی می‌تواند در بهبود وضعیت روان‌شناختی سالمندان مؤثر عمل کند و سالمندانی که خودمراقبتی معنوی دارند علاوه بر اینکه سلامت روانی آنها بهبود می‌یابد با مشکلات نیز سریعتر سازگار شده، در آنها منابع روانی و عاطفی همچون امیدواری، معنا و هدف، توانمندی، پذیرش، تحمل رنج و سازگاری با استرس افزایش می‌یابد. در تبیین این یافته‌ اینگونه می‌توان بیان کرد که هوش معنوی به عنوان یک منبع مهم تاب‌آوری و عامل محافظتی قلمداد شود. همچنین می‌تواند تحمل پریشانی را از طریق تأثیر آن بر روابط، ارزشهای زندگی، معنای شخصی و مقابله بهتر با استرس افزایش دهد. در واقع می‌توان گفت هوش معنوی عاملی است که باعث می‌شود انسان در برابر پستی و بلندی‌ی زندگی، صبر و ملایمت بیشتری از خود نشان دهد. بعلاوه میزان تحمل سالمندان را در برابر سختیهای زندگی افزایش دهد و نگرش مثبتی را نسبت به زندگی در آنها ایجاد نماید.  به طور کلی هوش معنوی، سلامت معنوی و جهت گیری مذهبی می‌توانند منابع مهم در تحمل پریشانی هستند. هوش معنوی باعث ایجاد نگرش مثبت نسبت به دنیا در سالمند می شود و او را در مقابل رویدادهای ناگوار زندگی ، مانند فقدان یا بیماری یاری می رساند. معنویت به زندگی فرد معنا می دهد. داشتن معنا و هدف در زندگی نشان دهنده سلامت روان است و باعث افزایش توانایی فرد در انجام کارها می‌گردد . سالمندان دارای هوش معنوی با حوادث تروماتیک زندگی، ناملایمات ، سختی‌ی زندگی که گاهی پذیرش آنها سخت است، راحت تر سازگار می شوند(کاپری و کاسپالیا، 2019). در این باره می‌توان گفت هوش معنوی باعث ایجاد امید شده و امید باعث ایجاد انگیزه و انرژی در سالمند می‌گردد که او را به بهتر شدن اوضاع زندگی امیدوار می کند و تحمل پریشانی او را افزایش دهد.

یافته‌ی این پژوهش همچنین نشان داد که حمایت اجتماعی می‌تواند به صورت غیر مستقیم و با نقش میانجی ذهن آگاهی سطح تحمل پریشانی را پیش بینی کند این یافته‌ همسو با یافته‌ی  صدیقی ارفعی، رشیدی و تابش(1400)، جوانمردی و همکاران(1399)،مورفورد و همکاران (2021)، تایجیراس و همکاران(2021)، بای و همکاران (2020)  می‌باشد.پژوهش جوانمردی و همکاران(1399) نشان داد سالمندانی که از آموزش‌ی ذهن آگاهی استفاده می‌کنند توانایی ادراک حمایت اجتماعی بهتری دارند و در چالش‌ و سختی‌ی زندگی رفتارهای سازگارانه تری دارند. در تبیین این یافته‌ اینگونه می‌توان گفت که حمایت اجتماعی به منابعی اعم از عاطفی و عملی اشاره دارد که افراد از شبکه‌ی اجتماعی خود مانند خانواده، دوستان و اعضای جامعه دریافت می‌کنند. ذهن آگاهی می‌تواند با افزایش توانایی آنها در استفاده و بهره مندی از حمایت اجتماعی در رابطه بین حمایت اجتماعی و تحمل پریشانی سالمندان نقش داشته باشد. سالمندانی که تمرکز حواس را تمرین می‌کنند ممکن است با تجربیات درونی خود از جمله حالات عاطفی خود سازگاری بیشتری داشته باشند و بهتر بتوانند نیازهای خود را شناسایی کنند و از شبکه‌ی اجتماعی خود حمایت مناسبی را جستجو کنند(کومار و همکاران، 2014). علاوه بر این، ذهن آگاهی می‌تواند به سالمندان کمک کند تا نگرش مثبت و بدون قضاوت نسبت به خود و دیگران ایجاد کنند، که می‌تواند تعاملات و روابط اجتماعی را تسهیل کند (جیونگ و جانگ اون^[53]، 2018). افراد مسن با حضور بیشتر و پذیرش در تعاملات خود با دیگران، ممکن است بهتر بتوانند نیازهای خود را بیان کنند، حمایت دریافت کنند و ارتباطات اجتماعی مثبت را حفظ کنند. علاوه بر این، ذهن آگاهی می‌تواند به سالمندان کمک کند تا احساسات و رفتارهای خود را در تعاملات اجتماعی مدیریت کنند. با آگاهی بیشتر از واکنش‌ها و واکنش‌های عاطفی خود به دیگران، افراد سالمند می‌توانند از واکنش‌های تکانشی یا نامناسب خودداری کنند که می‌تواند منجر به درگیری و انزوای اجتماعی شود.

یافته‌ی این پژوهش همچنین نشان داد که اجتناب تجربی می‌تواند به صورت غیر مستقیم و با نقش میانجی ذهن آگاهی سطح تحمل پریشانی را پیش بینی کند این یافت‌ همسو با یافته‌ی محمدزاده ابراهیمی و همکاران(1398) ،صدیقی ارفعی، رشیدی و تابش(1400)، لارسون و همکاران(2019)، جفریس و همکاران (2016) می‌باشد. در تبیین این یافته‌ اینگونه می‌توان گفت که اجتناب تجربی به تمایل به اجتناب یا سرکوب افکار، احساسات و تجربیات منفی به جای رویارویی با آنها و برخورد مستقیم با آنها اشاره دارد. این می‌تواند منجر به کاهش تحمل پریشانی شود، زیرا افرادی که در اجتناب تجربی شرکت می‌کنند ممکن است مهارت‌ و استراتژی‌ی مقابله‌ای لازم برای مدیریت احساسات و تجربیات دشوار را نداشته باشند. از سوی دیگر، ذهن آگاهی شامل حضور در لحظه و مشاهده بدون قضاوت افکار، عواطف و احساسات خود است. می‌تواند به افراد کمک کند تا به جای تلاش برای اجتناب یا سرکوب تجارب درونی خود، حس آگاهی و پذیرش بیشتری نسبت به تجربیات درونی خود ایجاد کنند. این می‌تواند منجر به افزایش تحمل پریشانی شود، زیرا افرادی که هوشیارتر هستند ممکن است برای مدیریت احساسات و تجربیات منفی مجهزتر باشند. از سوی دیگر ذهن آگاهی می‌تواند به سالمندان کمک کند تا نگرش دلسوزانه و بدون قضاوت نسبت به خود و تجربیاتشان ایجاد کنند، که می‌تواند تنظیم هیجانی و تحمل پریشانی را تسهیل کند (اروین^[54] و همکاران، 2018). سالمندان با یادگیری حضور و پذیرش تجربیات درونی خود، ممکن است بهتر بتوانند احساسات و تجربیات دشوار را مدیریت کنند و با چالشی ناشی از سالمندی به طور مؤثرتری کنار بیایند. بنابراین، ذهن آگاهی می‌تواند نقش ارزشمندی در ارتقای تحمل پریشانی در میان سالمندان، به ویژه آنهایی که با اجتناب تجربی دست و پنجه نرم می‌کنند، ایفا کند.

یافته‌ی این پژوهش همچنین نشان داد که هوش معنوی می‌تواند به صورت غیر مستقیم و با نقش میانجی ذهن آگاهی سطح تحمل پریشانی را پیش بینی کند این یافت‌ها همسو با یافته‌ی آقایوسفی و همکاران (1392)؛ آجله، اولادجو، بابالولا (2021)،عسگری و شفیعی(1396) می‌باشد. هوش معنوی از روابط سالم و سازنده با جنبه‌ی مختلف زندگی مانند امنیت روحی و جسمی و همچنین امنیت اجتماعی و برخورداری از زندگی بر کیفیت کامل زندگی در میان سالمندان پشتیبانی می‌کند(دیانورکیا^[55]، 2008). در تبیین این یافته‌ اینگونه می‌توان گفت که هوش معنوی همچنین به این دلیل ارزشمند است که به فرد کمک می‌کند تا با استرس یا فشارهای اجتناب ناپذیر در خانواده و همچنین در زندگی شخصی و شغلی خود مقابله کند. مشخص شد که هوش معنوی واقعاً در افزایش تاب‌آوری فرد مفید است (خسروی و نیک‌منش، 1393).یافته‌ حاکی از آن است که افراد دارای هوش معنوی بالا نسبت به افراد دارای هوش معنوی پایین از ثبات عاطفی و وضعیت روانی سالم تری برخوردارند. این نتایج و نقش ذهن آگاهی را  این‌طور می‌توان تفسیر کرد که ذهن آگاهی باعث می‌گردد افراد به درجه‌ای از صبر و پذیرش واقعیات دست پیدا کنند و آگاهی آنها افزایش پیدا کند در مورد مسایل وجود به تحلیل و بینش بیشتری برسند و در رویارویی با بهره‌گیری از هوش معنوی و ذهن آگاهی به صورت توامان روند رویارویی با مشکلات را به صورت مطلوبی تغییر دهند و چالش‌ و پریشانی‌ را بهتر مرتفع و واکنش‌ی مثبت تری را نشان دهند. ذهن‌‌آگاهی به افراد کمک می‌‌کند تا این افکار را مورد پذیرش قرار داده و بدون اهمیت دادن به آن روند زندگی خود را هدایت کرده و ادامه دهند. به‌‌عبارت دیگر تقویت مهارت پذیرش در سالمندان، این امکان را در اختیار آن‌‌ها قرار داد تا بر جنبه‌‌های خوشایند زندگی متمرکز شوند و با حرکت در مسیر ارزش‌‌ها و آرمان‌‌های درون‌‌فردی، رضایت خود را از زندگی افزایش داده و میزان تجربه هیجانات خوشایند را در خود بالا بردند. هیجانات خوشایندی که هرچه شدت ادراک و تجربه آن بیش‌‌تر باشد احتمال غوطه‌‌ورشدن در دام افسردگی در سطح پایین‌‌تری قرار دارد.

به‌طورکلی می‌توان گفت نتایج حاصل از پژوهش نشان داد که حمایت ادراک شده، اجتناب تجربی و هوش معنوی هم یه صورت مستقیم و هم به صورت غیر مستقیم با نقش میانجی ذهن آگاهی قابلیت پیش بینی تحمل پریشانی را دارند. علی رغم این نتایج پژوهش حاضر دارای محدویت‌یی بود از جمله مقطعی بودن و همچنین زیادبودن تعداد سوالات پرسشنامه که با بی رغبتی و هدم همکاری در تکمیل پرسشنامه‌ همراه بود و از طرف دیگر کاهش دامنه توجه و دقت در پاسخگویی به سوالات  از دیگر عواملی است که می‌‌تواند اعتبار یافته‌‌های جمع‌‌آوری‌‌شده را با خلل مواجه می‌‌کند، لذا می‌‌توان به‌‌عنوان یکی دیگر از محدودیت‌‌های پژوهش حاضر مورد تاکید قرار گیرد. علی رغم محدودیت‌ی پژوهش می‌توان پیشنهاد می‌شود متخصصان این حوزه با توجه بر عوامل تأثیرگذار بر تحمل پریشانی سالمندان اقدام نمایند تا با تجارب زیسته سالمندان در این زمینه آشنا شوند و یافته‌های عمیق‌تری از تحمل پریشانی در سالمندان به دست آوردند. همچنین پیشنهاد می‌شود با توجه نقش تعیین‌کننده ذهن آگاهی در سالمندان، این متغیر در قالب پکیج به سالمندان آموزش داده شود و اثربخشی آن سنجیده شود.

منابع

احدی، بتول؛ مهری نژاد، سید ابوالقاسم؛ و مرادی، فاطمه. (1396). نارسایی‌های شناختی در سالمندان: نقش ذهن آگاهی و فرا هیجان. روان‌شناسی پیری، 3(2), 115-125.

اسدی‌‌مجره، سامره. (1390). مقایسه استرس ادراک‌شده، کانون کنترل سلامت و حمایت اجتماعی ادراک‌شده در دانشجویان با و بدون تیپ شخصیت D. پایان‌‌نامه کارشناسی ارشد روانشناسی عمومی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه تبریز.

اسماعیلیان، نسرین؛ دهقانی، محسن، اکبری، فاطمه، حسنوند، مرجان. (1395). ویژگی‌های روان‌سنجی و ساختار عاملی فرم کوتاه پرسشنامه‌ی چندبعدی اجتناب از تجربه. اندیشه و رفتار در روان‌شناسی بالینی، 11(39), 57-66.

جوانمردی، فرحناز؛ نعیمی، ابراهیم؛ و معتمدی، عبدالله. (1399). اثربخشی مدل ذهن آگاهی بر بهبود نگرش‌های صمیمانه و افسردگی سالمندان. روان‌شناسی پیری،6(1)، 39-52.

رستمی، فروزان؛ و فریدونفر،‌نیه. (1400). نقش واسطه‌ای مهارت‌های ذهن آگاهی در ارتباط بین تحمل پریشانی با تعلل ورزی در بانوان ورزشکار منطقه ۳ تهران. فصلنامه مدیریت ارتقای سلامت. ۱۰ (۵):53- 41.

رفیعی، محسن؛ صباحی، پرویز و مکوند حسینی، شاهرخ. (2020). اثربخشی شناخت درمانی مبتنی بر ذهن آگاهی بر افسردگی، اضطراب، استرس و کیفیت زندگی مردان سالمند مقیم سراهای نگهداری. مجله دانشکده پزشکی دانشگاه علوم پزشکی مشهد. 62،870- 879.

صدیقی ارفعی، فریبرز؛ رشیدی، علیرضا و تابش، ریحانه. (1400). تحمل پریشانی در سالمندان: نقش اجتناب تجربی، نشخوار فکری و ذهن آگاهی. روان‌شناسی پیری، 7(1), 12-1.

صفرزاده، سحر؛ سواری، کریم؛ و دشت بزرگی، زهرا. (1395). مقایسه تحمل پریشانی، سبک‌های مقابله با استرس، هوش معنوی و شادمانی بین سالمندان زن و مرد. روان‌شناسی پیری. 2(4). 237-248.

صفرزاده، سحر؛ سواری، کریم؛ و دشت بزرگی، زهرا. (1395). مقایسه تحمل پریشانی، سبک‌های مقابله با استرس، هوش معنوی و شادمانی بین سالمندان زن و مرد. روان‌شناسی پیری، 2(4), 248-237.

عرفانی خانقاهی، معصومه و عبادی فرد آذر، فربد. (1396). مرور نظام‌مند و متاآنالیز کیفیت زندگی در سالمندان ایرانی با استفاده از پرسشنامه‌ی لیپاد. پیاورد سلامت. ۱۱ (۵): ۵88-۵97.

عسگری، شهناز و شفیعی، حسن. (2017). پیش‌بینی کیفیت زندگی سالمندان بر اساس انسجام درونی، ذهن آگاهی و هوش معنوی. پژوهش‌نامه روانشناسی مثبت.3(3). 74-61.

عسگری، رضا و خالقی پور، شهناز. (1399). تأثیر اختصاصی سازی حافظه سرگذشتی بر اجتناب تجربی و تحمل پریشانی مردان مبتلابه افسردگی. مطالعات روان‌شناختی.16(2). 172-157.

عندلیب کورایم، مرتضی و محمودی نیا، سعید. (1400). کیفیت زندگی در سالمندان: نقش تاب‌آوری و ذهن آگاهی. روان‌شناسی پیری، 7(2), 179-167.

عینی، ساناز؛ حسینی، سید علی؛ عبادی، متینه؛ و محمدزاده، مهرداد. (1399). مدل یابی علّی کیفیت زندگی بر اساس حساسیت اضطرابی با میانجی‌گری اجتناب تجربی در سالمندان. روان‌شناسی پیری. 6(1), 77-65.

قاسمی‌پور، یداله؛ و قربانی، نیما.(1389). بهوشیاری و نیازهای بنیادی روانشناختی در بیماران قلبی- عروقی. مجله روانپزشکی و روانشناسی بالینی ایران. ۱۶ (۲):154-162.

قدم پور، عزت الله و مشرقی، شبنم. (2017). رابطه سلامت معنوی، بهزیستی ذهنی و کیفیت زندگی با اضطراب مرگ در سالمندان. روان‌شناسی پیری. 3(2). 106-97.

لیدلاو، کن؛ دبلیو تامپسون، لری؛ سیسکین، لی دیک؛ گالاگر تامپسون، دولارز. (2003). کتاب درمان رفتاری – شناختی سالمندان. ترجمه زرانی، فریبا؛ فردوسی، طیبه؛ باقریان؛ سراودی، رضا؛ پورشریفی، حمید؛ اسلام شهر بابکی، حیدر؛ گودرزی، ناصر (1397). انتشارات جیحون. تهران.

محمدزاده ابراهیمی، علی؛ رحیمی پردنجانی طیبه، تاد حدیثه.(1398) مدل ساختاری حمایت اجتماعی و تحمل پریشانی با میانجی گری سلامت ذهنی در سالمندان دارای بیماری‌ی قلبی- عروقی. مجله پژوهش سلامت. ۴ (۴):189-196.

محمودپور، عبدالباسط؛ شریعتمدار، آسیه؛ شفیع آبادی، عبدالله؛ وبرجعلی، احمد. (1400). ویژگی‌های روانسنجی مقیاس تحمل پریشانی (سیمونز و گاهر، 2005) در سالمندان. فصلنامه اندازه گیری تربیتی. 12(46)،  51-66.

محمودپور، عبدالباسط؛ دهقانپور، ثنا؛ و وظیفه دان، فرشته.(1399). پیش بینی تحمل پریشانی بر اساس سبک‌ی دلبستگی، تحمل ناکامی و نگرش مذهبی در زنان مطلقه. رویش روان‌شناسی. ۹ (۴): ۹۳-۱۰۲

معتمدی، عبدالله. (1397) روانشناسی سالمندی، تهران. سمت. چاپ اول.

یوسفی نژاد، احمد؛ صف آرا، مریم؛ و سلم آبادی، مجتبی.(1398). نقش بخشش و تحمل پریشانی بر رضایت زندگی سالمندان شهر قزوین. نشریه پژوهش توانبخشی در پرستاری. ۶ (۲):41-47.

Abusalehi, A., Vahedian-Shahroodi, M., Esmaily, H., Jafari, A., & Tehrani, H. (2021). Mental health promotion of the elderly in nursing homes: a social-cognitive intervention. International Journal of Gerontology, 15(3), 221-227.

Ajele, W. K., Oladejo, T. A., Akanni, A. A., & Babalola, O. B. (2021). Spiritual intelligence, mindfulness, emotional dysregulation, depression relationship with mental well-being among persons with diabetes during COVID-19 pandemic. Journal of diabetes and metabolic disorders, 20(2), 1705–1714.

Alimohammadi, F., Setodeh-asl, N., & Karami, A. (2019). Designing a model of quality of life in elderly based on perceived stress and tolerance of distress. Journal of Health and Care, 21(1), 53-65.

Bai, Y., Bian, F., Zhang, L., & Cao, Y. (2020). The impact of social support on the health of the rural elderly in China. International journal of environmental research and public health, 17(6), 2004.

Bardeen, J. R., Fergus, T. A., & Orcutt, H. K. (2013). Testing a hierarchical model of distress tolerance. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment, 35(4), 495-505.

Bester, E., Naidoo, P., & Botha, A. (2016). The role of mindfulness in the relationship between life satisfaction and spiritual wellbeing amongst the elderly. Social Work, 52(2), 245-266.

Bond, F. W., Hayes, S. C., Baer, R. A., Carpenter, K. M., Guenole, N., Orcutt, H. K., ... & Zettle, R. D. (2011). Preliminary psychometric properties of the Acceptance and Action Questionnaire–II: A revised measure of psychological inflexibility and experiential avoidance. Behavior therapy, 42(4), 676-688.

Brown, K. W. and Ryan, R. M. (2003) ‘The benefits of being present: mindfulness and its role in psychological well-being’, Journal of Personality and Social Psychology, 84(4), pp. 822– 848.

Byrne, G. J., & Pachana, N. A. (2010). Anxiety and depression in the elderly: do we know any more?. Current opinion in psychiatry, 23(6), 504-509.

Carpenter, J. K., Sanford, J., & Hofmann, S. G. (2019). The effect of a brief mindfulness training on distress tolerance and stress reactivity. Behavior therapy, 50(3), 630- 645. https://doi.org/10.1016/j.beth.2018.10.003

Deshmukh, P. R., Dongre, A. R., Rajendran, K. P., & Kumar, S. (2015). Role of social, cultural and economic capitals in perceived quality of life among old age people in Kerala, India. Indian journal of palliative care, 21(1), 39.

Diefenbach, G. J., Tolin, D. F., Meunier, S. A., & Gilliam, C. M. (2009). Assessment of anxiety in older home care recipients. The Gerontologist, 49(2), 141-153.

Eifert, G. H., Forsyth, J. P., Arch, J., Espejo, E., Keller, M., & Langer, D. (2009). Acceptance and commitment therapy for anxiety disorders: Three case studies exemplifying a unified treatment protocol. Cognitive and Behavioral Practice, 16(4), 368-385

Erwin, M. C., Mitchell, M. A., Contractor, A. A., Dranger, P., Charak, R., & Elhai, J. D. (2018). The relationship between distress tolerance regulation, counterfactual rumination, and PTSD symptom clusters. Comprehensive psychiatry, 82, 133-140. https://doi.org/10.1016/j.cbpra.2009.0 6.001

Foo, S. J., & Lo, K. W. (2018). Psychological well-being and spiritual intelligence as predictors of suicidal ideation among emerging adults in Malaysia (Doctoral dissertation, UTAR).

Fong, T. G., Davis, D., Growdon, M. E., Albuquerque, A., & Inouye, S. K. (2015). The interface between delirium and dementia in elderly adults. The Lancet Neurology, 14(8), 823-832.

Gámez, W., Chmielewski, M., Kotov, R., Ruggero, C., & Watson, D. (2011). Development of a measure of experiential avoidance: The Multidimensional Experiential Avoidance Questionnaire. Psychological Assessment, 23, 692–713.

Hayes-Skelton, S. A., & Eustis, E. H. (2020). Experiential avoidance. In J. S. Abramowitz & S. M. Blakey (Eds.), Clinical handbook of fear and anxiety: Maintenance processes and treatment mechanisms (pp. 115–131). American Psychological Association. 

Hu, X., Kim, A., Siwek, N., & Wilder, D. (2017). The Facebook paradox: Effects of Facebooking on individuals' social relationships and psychological well-being. Frontiers in Psychology, 8, 1-8.

Hurd, M. D., McFadden, D., Chand, H., Gan, L., Menill, A., & Roberts, M. (2008). Consumption and savings balances of the elderly: Experimental evidence on survey response bias. In Frontiers in the Economics of Aging (pp. 353-392). University of Chicago Press.

Innes, K. E., Selfe, T.K., Khalsa, D.S., & Kandati, S. (2016). Effects of meditation versus music listening on perceived stress, mood, sleep, and quality of life in adults with early memory loss: A pilot randomized controlled trial. Journal of Alzheimer’s Disease, 52 (4), 1277–1298.

Jeffries, E. R., McLeish, A. C., Kraemer, K. M., Avallone, K. M., & Fleming, J. B. (2016). The role of distress tolerance in the use of specific emotion regulation strategies. Behavior modification, 40(3), 439-451.

Jiyun, K. I. M., & Jong-Eun, L. E. E. (2018). Social support and health-related quality of life among elderly individuals living alone in South Korea: a cross-sectional study. Journal of Nursing Research, 26(5), 316-323.

Kang, H. W., Park, M., & Wallace, J. P. (2018). The impact of perceived social support, loneliness, and physical activity on quality of life in South Korean older adults. Journal of sport and health science, 7(2), 237-244.

Kapri, A., & Kathpalia, J. (2019). Impact of spirituality on well-being of old aged people. Indian Journal of Health & Wellbeing, 10.

Kashdan, T. B., Morina, N., & Priebe, S. (2009). Post-traumatic stress disorder, social anxiety disorder, and

King, D. B. (2008). Rethinking claims of spiritual intelligence: A definition, model, and measure. ProQuest.

Kumar, S., Adiga, K. R., & George, A. (2014). Impact of Mindfulness-based Stress Reduction (MBSR) on Depression among Elderly Residing in Residential Homes. The Nursing Journal of India, 105(6), 248-251.

Kumari, A., & Sangwan, S. (2020). Spirituality and Well-Being of Ageing. IAHRW International Journal of Social Sciences Review, 8(4-6), 212-214.

Larson, A. G., Morris, K. J., Juckett, M. B., Coe, C. L., Broman, A. T., & Costanzo, E. S. (2019). Mindfulness, Experiential Avoidance, and Recovery From Hematopoietic Stem Cell Transplantation. Annals of behavioral medicine : a publication of the Society of Behavioral Medicine, 53(10), 886–895.

Levin, M. E., Krafft, J., Pierce, B., & Potts, S. (2018). When is experiential avoidance harmful in the moment? Examining global experiential avoidance as a moderator. Journal of

McDonald, M. A., Yang, Y., & Lancaster, C. L. (2021). The association of distress tolerance and mindful awareness with mental health in first responders. Psychological Services.

Morford, A. E., Jordan, N., & Risser, H. J. (2021). Role of perceived social support in the relationship between parent temperament and distress tolerance. Family Relations.

Sari, N. P. W. P., & Manungkalit, M. (2019). The best predictor of anxiety, stress, and depression among institutionalized elderly. International Journal of Public Health Science, 8(4), 419-426.

Seangpraw, K., Auttama, N., Kumar, R., Somrongthong, R., Tonchoy, P., & Panta, P. (2019). Stress and associated risk factors among the elderly: A cross-sectional study from rural Thailand. F1000Research, 8.

Sisk, D. A., & Torrance, E. P. (2011). Spiritual intelligence: Developing higher consciousness. New York: C reative Education Foundation Press

Stanley, M., & Beare, P. G. (2006). Textbook of Gerontology Nursing (in Bahasa Indonesia). Jakarta: EGC.

Streeter, C. L., & Franklin, C. (1992). Defining and Measuring Social Support: Guidelines for Social Work Practitioners. Research on Social Work Practice, 2(1), 81-98.

Stronge, S., Overall, N. C., & Sibley, C. G. (2019). Gender differences in the associations between relationship status, social support, and wellbeing. Journal of Family Psychology, 33(7), 819.

Tijeras, E., González-García, L., & Postigo, S. (2021). The relationship between social support, basic psychological needs satisfaction and well-being in elderly adults.

Unsar, S., Erol, O., & Sut, N. (2016). Social support and qualıty of life among older adults. International Journal of Caring Sciences, 9(1), 249-257.

Vujanovic, A. A., & Zegel, M. (2020). Distress tolerance in PTSD. In Emotion in posttraumatic stress disorder (pp. 343-376). Academic Press.

Wood, B. M., Nicholas, M. K., Blyth, F., Asghari, A., & Gibson, S. (2010). The utility of the short version of the Depression Anxiety Stress Scales (DASS-21) in elderly patients with persistent pain: does age make a difference?. Pain medicine, 11(12), 1780-1790.

World Health Organization. (2016). World health statistics 2016: monitoring health for the SDGs sustainable development goals. World Health Organization.

|||

.[1] دانشجوی دکتری مشاوره، واحد تهران مرکز، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

[2]. نویسنده مسئول: استاد، گروه مشاوره، دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران   Email:ashafiabadi@yahoo.com

[3] .دانشیار، گروه مشاوره، واحد تهران مرکز، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

[4]. He W.

[5]. He W.

[6]. Byrne, G. J., & Pachana, N. A.

[7]. Nageshwaran, K., & Suresh, R.

[8]. World Health Organization

[9]. Seangpraw, K

[10]. Stanley, M., & Beare, P. G.

[11]. Kumar, S

[12]. Sari, N. P. W. P., & Manungkalit,

[13]. Diefenbach, G. J.

[14]. McDonald, M. A

[15]. McDonald, M. A.

[16]. Bardeen, J. R.

[17]. Unsar, S.

[18]. Stronge, S.

[19]. Deshmukh, P. R.

[20] .Jiyun, K. I. M., & Jong-Eun, L

[21]. Laidlow

[22]. Hayes-Skelton, S. A

[23]. Levin, M. E.

[24]. Eifert, G. H.

[25]. Erwin, M.

[26]. Di Norcia V.

[27]. Foo, S. J., & Lo, K

[28]. Sisk, D. A., & Torrance, E. P.

[29]. Di Norcia V.

[30]. Kumari, A., & Sangwan, S

[31]. Kapri, A., & Kathpalia, J

[32] . Carpenter, J. K

[33]. Bester, E., Naidoo, P., & Botha, A

[34]. Takahashi, M., Baba, A., & Nakayama, R

[35]. Walker, L., & Colosimo, K.

[36]. Innes, K. E., Selfe, T.K., Khalsa, D.S., & Kandati, S.

[37]. Distress Tolerance Scale

[38]. Distress tolerance scale (DTS)

[39]. Simons & Gaher

[40]. Tolerance

[41]. Absorption

[42]. Appraisal

[43]. Regulation

[44]. Multidimensional Social perceived of Scale

[45]. Zimet

[46]. Spiritual Intelligence Self-Report Inventory (SISRI )

[47]. King

[48]. Mindfulness Attention Awareness Scale

[49]. Brown& ryan

[50]. Multidimensional Experiential Avoidance Questionnaire (MEAQ)

[51]. Gamez

[52]. Hayes-Skelton, S. A

[53]. Jiyun, K. I. M., & Jong-Eun, L

[54] .Erwin, M.

[55]. Di Norcia V.