مطالعه تاثیر روان‌درمانی گروهی با رویکرد یکپارچه توحیدی بر افسردگی زنان

مطالعه تاثیر روان‌درمانی گروهی با رویکرد یکپارچه توحیدی بر افسردگی زنان

محمدحسین شریفی‌نیا ^[1] | زهرا رحیمی یگانه^[2]

چکیده

افسردگی یک بیماری شایع روانی است و در زنان بیش از مردان شیوع دارد. هدف پژوهش حاضر، تعیین میزان اثربخشی الگوی روان‌درمانی یکپارچه توحیدی بر افسردگی زنان بود. طرح پژوهش از نوع شبه آزمایشی با پیش‌آزمون- پس‌آزمون و گروه کنترل بود. از میان زنان مراجعه کننده به مراکز مشاوره شهر کرمان در سال 1400، سی نفر انتخاب و با گمارش تصادفی در دو گروه آزمایش و گواه قرار گرفتند. اعضای گروه آزمایش، طی12جلسه تحت گروه درمانی با رویکرد یکپارچه توحیدی قرارگرفتند. ابزار گردآوری، پرسشنامه‌ افسردگی بک بود که پیش از شروع گروه درمانی و یک هفته پس از پایان جلسات گروه درمانی بر روی هر دو گروه اجرا شد. نتایج تحلیل کواریانس تک متغیری داده‌ها نشان داد میزان افسردگی گروه آزمایشی پس از انجام مداخله درمانی به‌طور معناداری کمتر از گروه کنترل بود (5/8=F و 006/0=p). همچنین شاخص اثر (مجذور اتا) حاکی از آن است که 19درصد واریانس افسردگی در گروه آزمایش به وسیله متغیر مستقل یعنی گروه درمانی یکپارچه توحیدی تبیین می‌شود. بنابراین، مراکز مشاوره و روان‌درمانی می‌توانند از این روش برای درمان افسردگی زنان استفاده نمایند.

کلیدواژه‌ها: درمان یکپارچه توحیدی؛ افسردگی؛ گروه درمانی.

مقدمه

افسردگی شایع‌ترین بیماری روانی در سراسر جهان است که اکنون به یک معضل مهم بهداشت عمومی تبدیل شده است (لیو و همکاران^[3]، 2020). این بیماری مزمن و ناتوان‌کننده که با احتساب فوت‌های مربوط به خودکشی و سکته‌های مغزی ناشی از آن، سومین عامل مرگ و میر بشر در سراسر جهان به شمار می‌آید، در سالهای اخیر روند افزایشی یافته است؛ به‌طوری که انتظار می‌رود تا سال 2030 به نخستین عامل زمینه ساز اتفاقات منتهی به فوت در جهان تبدیل شود (آلبرت^[4]، 2015).

افزون بر این، طبق برآوردهای سازمان بهداشت جهانی میزان شیوع افسردگی در زنان 7/1 برابر مردان است (یون و کیم^[5]، 2018). علاوه بر این، بحران‌هایی نظیر همه‌گیری ویروس کووید-19 نیز به افزایش نشانگان اضطراب و افسردگی در همه اقشار جامعه، به ویژه زنان دامن می‌زند. زیرا شرایط قرنطینه و کاهش شدید روابط اجتماعی و بین فردی، افراد زیادی را از حلقه‌های حمایتی‌شان‌ دور کرده و دامنه دریافت تقویت‌های عاطفی را محدود می‌کند. طبق پیش‌بینی‌های سازمان جهانی بهداشت، در شرایط فعلی دست کم تا سال ۲۰۳۰ میلادی ابتلا به افسردگی بالاترین رشد آماری را در سطح جهان خواهد داشت (سولومو و کانستان‌تینیدو^[6]،2020).

منتظری و همکاران (1392) با بررسی نظام‌مند متون پژوهشی دریافتند شیوع افسردگی در جمعیت‌های مختلف ایرانی از ٦٩/٥ تا ٧٣ درصد متغیر است. طبق یافته آنها بخش عمده مطالعات مربوط به افسردگی در ایران به موضوع زنان و مسئله باروری و ناباروری اختصاص داشته است. نتایج تحقیق آنها نشان داد بیشترین میزان افسردگی در زنان بیوه و پس از آن به ترتیب در افراد مطلقه و متأهل رواج داشت و افراد مجرد کمترین درصد افسردگی را داشتند. ضمناً شیوع افسردگی در جمعیت روستایی و شهرهای کوچک به نسبت شهرهای بزرگ بالا‌تر بود.

در مورد علل بیشتر بودن میزان افسردگی در زنان نسبت به مردان، دلایل مختلفی مطرح شده‌اند. از عوامل اجتماعی-اقتصادی مانند سوء استفاده جنسی، نیاز مالی، تحصیلات کمتر، ازدواج تحمیلی، طلاق و جدایی، جایگاه و منزلت اجتماعی پایین‌تر گرفته تا عوامل بیولوژیکی نظیر نوسانات هورمونی، اختلال نارسایی پیش از قاعدگی، افسردگی پس از زایمان و افسردگی و اضطراب پس از یائسگی، ممکن است بر بالاتر بودن میزان افسردگی در زنان تأثیر بگذارند (رای، زیتکو، جوینز و آرایا،^[7] 2013). به لحاظ روان‌شناختی نیز، زنان اغلب در برابر فشارهای روانی با علائم درونی و مردان با علائم بیرونی واکنش نشان می‌دهند. برای مثال، زنان در مواجهه با مشکلات زندگی با اموری مثل اندوهگینی، گریه، دردهای سایکوسوماتیک، قهر و انزواطلبی، ناخشنودی خود را ابراز می‌کنند؛ در حالی که مردان با پرخاشگری، مشغول شدن به کار، فرار کردن از شرایط استرس‌زا، بی‌تفاوتی به زندگی شخصی و امثال آن عکس العمل نشان می‌دهند(کندرلر و گاردنر،^[8] 2014).

اهمیت بالینی و فراگیری گسترده این اختلال سبب شده است که تاکنون شیوه‌های دارویی و روان‌شناختی متعددی برای مقابله و درمان افسردگی پیشنهاد شود. به‌رغم پژوهش‌ها و روش‌های درمانی بسیار متنوع، پژوهشگران همچنان در صدد آن هستند که روش‌های موثرتر و کارآمدتری پیدا نمایند. به ویژه آنکه متوجه شده‌اند در صورتی که یک روش درمانی با مختصات فرهنگی و عقیدتی بیماران سازواری و هماهنگی بیشتری داشته باشد، از ضریب تاثیر و ماندگاری بالاتری برخوردار خواهد شد (هافمن[9]، 2006). یکی از رویکردهای یکپارچه‌نگر که در ایران ارائه شده است، روان درمانی یکپارچه توحیدی^[10] می‌باشد (شریفی‌نیا، 1388).

این روش یک درمان جامع و چندوجهی است که با ادغام انواع فنون روان‌درمانی و درون‌مایه‌ای معنوی‐توحیدی، می‌کوشد با بازسای نظام شناختی، ارزشی و هیجانی بیمار و اصلاح سبک زندگی وی، اختلال روانی مراجع را بهبود بخشد. الگوی فوق از یکپارچه‌سازی یافته‌های مکاتب مختلف روان‌شناسی با آموزه‌های توحیدی و معنویت خدامحور شکل گرفته است (شریفی‌نیا، 1392، ص235). بدین‌سان، در درمان یکپارچه توحیدی در گام نخست بر وحدت و یکپارچگی شخصیت انسان با بهره‌گیری از برخی رویکردهای روان‌شناختی تأکید می‌شود؛ در گام دوم، برای انسجام‌بخشی به مؤلفه‌های گوناگون شخصیت و دستیابی به یکپارچگی ساختاریافته وجود آدمی استفاده از عنصر توحید و ایجاد ارتباط خالصانه با خداوند، ضروری شمرده می‌شود؛ و در گام سوم، دستیابی به نتایج درمانی عمیق‌تر، مؤثرتر و پایدارتر را درگرو ادغام یافته‌های همه مکاتب روان‌شناسی با آموزه‌های توحیدی عرفانی ادیان الهی می‌داند (امیدیان و همکاران، 1393).

پیش‌فرض بنیادین روش مذکور آن است که آلام روانی زمانی تسکین می‌یابند که درمانگر بتواند ضمن کاربرد فنون مختلف درمان‌های روان‌شناختی نظیر پذیرش مثبت غیرمشروط، همدلی، شکل‌دهی رفتار، اصلاح باورهای معیوب و ناکارآمد، آموزش مهارت‌های حل مسئله، ابراز وجود، تخلیه هیجانی و خودآرام‌سازی، مراجع را با مبدأ هستی پیوند زده و از طریق برقراری ارتباط صمیمانه با خداوند، رویدادهای زندگی معنای متعالی بیابند (شریفی‌نیا، 1392، ص235).

امروزه بسیاری از روان‌شناسان دریافته‌اند که اعتقادات مذهبی، جنبه‌ای از زمینه فرهنگی مراجع است که باید به عنوان عاملی مؤثر در فرایند درمان به منظور انسجام و یکپارچه‌‌سازی شخصیت مراجع به کار گرفته شود. برای مثال، آلپورت و راس^[11] (1967)، ارزش‌های مذهبی درون‌سو را بهترین عامل برای وحدت و انسجام شخصیت و کسب هویت یکپارچه، که مهم‌ترین عامل سلامت روانی است، می‌دانند. لکی^[12] (1961) نیز بر این موضوع تأکید می‌کند که ارزش‌ها اساس یکپارچگی و انسجام شخصیت هستند. بر این اساس، در الگوی یکپارچه توحیدی به فرهنگ، ارزش‌ها، عقاید، انتساب‌ها، سنت‌ها و هنجارهای مراجعین اهمیت داده می‌شود و کوشش می‌شود ویژگی‌های فرهنگی-اعتقادی آنان در فرایند درمان مورد توجه قرار گیرد و رابطه درمانی، مطابق با نیازهای فردی و خصوصیات فرهنگی مراجع تنظیم شود. بدین منظور، درمانگر با درگیر نمودن مراجع در تنظیم هدف‌های درمان و در نظر گرفتن ترجیحات فرهنگی او، احترام واقعی خود را به ارزش‌های مورد قبول مراجع، نشان می‌دهد (شریفی‌نیا، 1392، ص18).

با توجه به اینکه برخی تحقیقات اثربخشی این رویکرد را در زمینه‌های مختلف تایید کرده‌اند که از جمله آنها می‌توان به موارد ذیل اشاره کرد. هادی و جان‌بزرگی (1388) تاثیر روان درمانی یکپارچه توحیدی را بر افزایش ثبات هیجانی، بالا بردن قدرت سازگاری با دیگران، تقویت ابراز وجود، ارتقاء ایمنی روانی و ثبات رفتاری زندانیان تایید کردند. چوپانی صوری (1389) از این روش برای افزایش عزت نفس و تصحیح نگرش‌های زناشویی مردان متأهل استفاده کرد. طیبی و قنبری هاشم آبادی (1390) توانستند با اجرای این الگو در همسران جانبازان‌ِ مبتلا به اختلال پس از ضربه، فشار روانی و افسردگی آنان را مهار کنند. تحقیق جایروند (1396) اثربخشی این رویکرد را در اصلاح افکار خودکشی و تقویت امید به زندگی در افراد اقدام کننده به خودکشی مورد تأیید قرار داد. غفاری حومدین و دهقان (1399) با این روش به مادران کودکان ناتوان ذهنی کمک کردند تا هیجانات خود را تنظیم کرده و از سرزندگی بیشتری برخوردار شوند.

همچنین شمس‌آبادی (1395) اثربخشی این رویکرد را بر نگرش معنوی و رضایت زناشویی مردان متأهل شهرستان مشهد معنادار یافت. تحقیق بیاتی اشکفتکی، امیرفخرایی و شریفی‌نیا (1399) نیز تاثیر درمان یکپارچه توحیدی را التیام بر مؤلفه‌های اضطراب وجودی، صبر و امید در زنان افسرده تایید کرده است. در نهایت، طالبی، نادری، بختیارپور و صفرزاده (1400) طی پژوهشی با عنوان اثربخشی درمان یکپارچه توحیدی بر تحمل آشفتگی مادران دارای کودکان کم توان ذهنی، به این نتیجه رسیدند که روان‌شناسان و مشاوران می‌توانند در زمینه بهزیستی روان‌شناختی مادران دارای کودکان استثنایی از این رویکرد استفاده نمایند. بر این اساس، مسأله تحقیق حاضر آن است که روان درمانی گروهی با رویکرد یکپارچه توحیدی چه تأثیری بر افسردگی زنان دارد؟

روش پژوهش

این پژوهش تحقیقی کاربردی و از نوع کارآزمایی بالینی است که با پیش‌آزمون، پس‌آزمون و گروه کنترل اجرا گردید. جامعه مورد پژوهش شامل زنان کرمانی است که به علت افسردگی به یکی از مراکز مشاوره این شهر مراجعه کرده‌ بودند. برای گزینش گروه نمونه، از بین مراجعه‌کنندگان به مراکز مشاوره کرمان، 30 نفر از کسانی که بر اساس پرسشنامه افسردگی بک به عنوان افسرده تشخیص داده می‌شدند، به صورت نمونه در دسترس انتخاب و سپس با گمارش تصادفی ساده در دو گروه آزمایش و کنترل جای گرفتند. معیارهای ورود عبارت بودند از: تشخیص افسردگی بر اساس مقیاس بک، توانایی خواندن و نوشتن در حد دوره ابتدایی و قرار داشتن در گروه بزرگسالان؛ معیارهای خروج از پژوهش هم شامل دو متغیر مصرف داروهای روان‌پزشکی و ابتلا به اعتیاد یا بیماری‌های مزمن و لاعلاجی مانند دیابت حاد و سرطان بود.

ابزار پژوهش

برای جمع‌آوری داده‌ها در مورد میزان افسردگی آزمودنی‌ها و همچنین اثرات مداخله بر گروه آزمایش از مقیاس 21 ماده­ای افسردگی بک^[13] استفاده شد. این پرسشنامه خوداظهاری نخستین بار در سال 1961 توسط بک و همکاران معرفی شد و سپس در سال 1996 در آن تجدید نظر شد تا دامنه وسیعی از نشانه‌های این اختلال را تحت پوشش قرار دهد و با ملاک‌های تشخیصی اختلال افسردگی در DSM هماهنگ گردد (فتحی آشتیانی، 1388).

پرسشنامه افسردگی بک 21 گزاره دارد که هر کدام دارای یک مقیاس چهار گویه­ای با دامنه­ صفر تا 3 می‌باشد. بیشینه و کمینه نمره آن بین 63 و صفر است. در مطالعه اصلانی و همکاران (1393) ضریب پایایی آلفای این مقیاس در کل نمونه 81/0 به دست آمد و ضریب روایی هم‌زمان آن با مقیاس افسردگی بک ویرایش دوم بر روی 50 نفر 76/0 به دست آمد که در سطح 001/0 معنادار بود. همچنین نتایج فراتحلیل انجام‌شده در مورد پرسشنامه افسردگی بک حاکی از آن است که ضرایب همسانی درونی آن بین 73/0 تا 93/0 با میانگین 86/0 است. ضرایب اعتبار حاصل از بازآزمایی برحسب فاصله بین دفعات اجرا و نوع جمعیت در دامنه 48/0 تا 86/0 قرار دارد (گراث مارنات، 2003، به نقل از فتحی آشتیانی، 1388). رجبی (1384) آلفای کرونباخ این پرسشنامه را 89/0 و ضریب همبستگی همزمان آن را با فرم BDI-21، 67/0 به دست آورد.

ساختارجلسات روان درمانی گروهی یکپارچه توحیدی

به‌منظور اجرای ساختارمند جلسات ‌درمانی، از دستورالعمل[14] گروه درمانی با رویکرد یکپارچه توحیدی (بیاتی، 1398) استفاده شد. به منظور بررسی اعتبار و روایی محتوایی این دستورالعمل شاخص روایی محتوا^[15] و ضریب نسبت روایی محتوا^[16] آن بر اساس مقیاس ارزیابی راهنما‌های درمانی انجمن روان‌شناسی آمریکا و پرسشنامه 42 سؤالی ارزیابی شد. CVI این دستورالعمل 89/0 و CVR آن 748/0 به‌دست آمد که مبین اعتبار محتوای دستورالعمل از منظر خبرگان است (بیاتی، 1398). جلسات روان درمانی گروه آزمایش در قالب دو گروه 7 و 8 نفره طی شش هفته (هر هفته دو جلسه و هر جلسه 90 دقیقه) برگزار شد. خلاصه اهداف و محتوای جلسات گروه درمانی با رویکرد یکپارچه توحیدی در جدول ذیل ارایه شده است:

جدول 1. خلاصه جلسات گروه درمانی افسردگی با رویکرد یکپارچه توحیدی (اقتباس از بیاتی، 1398)

یک هفته پس از پایان جلسات گروه درمانی، مجدداً در هر دو گروه آزمایش و گواه پرسشنامه افسردگی بک اجرا شد و داده‌های جمع آوری شده با نسخه 25 نرم افزار آماری SPSS تحلیل شدند.

یافته‌ها

سن تمام زنان شرکت کننده در این پژوهش بین 20 تا 50 سال بود. 3/33 درصد آنان بین 30 تا 35 سال، 40 درصد بین 36 تا 40 سال و 7/26 درصد بین 41 تا 50 سال سن داشتند. به لحاظ سطح تحصیلات، 33% زیر دیپلم، 27% دیپلم و 40% دارای لیسانس و بالاتر بودند. از نظر اشتغال، 43 درصد شاغل و 47 درصد خانه‌دار یا فاقد شغل بودند. ضمناً 9 نفر از اعضای گروه آزمایش متاهل و 6 نفر مجرد بودند. در گروه کنترل نیز 8 متاهل و 7 مجرد وجود داشت.

به‌منظور وارسی تفاوت گروهها از نظر تأهل و تحصیلات، آزمون خی دو و برای بررسی تفاوت از نظر سن، از آزمون t مستقل استفاده شد. سطح معناداری خی دو برای وضعیت تأهل (۲64/۰P>)  بود که حاکی از همسانی دو گروه در این متغیر است. بررسی سطح تحصیلات دو گروه نیز همگنی دو گروه در این متغیر را تایید کرد (۲3۷/۰P>). نتایج آزمون t مستقل برای متغیر سن نشان داد دو گروه آزمایش و کنترل از نظر سن هم همگن می‌باشند (5۲3/۰t= و 6۰۷/۰P>).

پس از اطمینان از همگنی دو گروه آزمایشی و گواه، شاخص‌های آماری میزان افسردگی دو گروه آزمایش و کنترل در قبل و پس از جلسات گروه درمانی محاسبه شدند که نتایج آن در جدول (2) ذکر شده است.

جدول 1. میانگین و انحراف معیار میزان افسردگی در دو گروه آزمایش و کنترل در پیش‌آزمون و پس‌آزمون

طبق این یافته‌ها، میانگین نمرات مقیاس افسردگی اعضای دو گروه قبل از دریافت مداخله بسیار به هم نزدیک است (25/30 در گروه آزمایش و 48/31 در گروه گواه)، اما میانگین نمرات مقیاس افسردگی گروه آزمایش، پس از شرکت در جلسات گروه درمانی با رویکرد یکپارچه توحیدی به طرز محسوسی کاهش یافت (58/22)، در حالی که میانگین نمرات گروه گواه تغییر چندانی نکرد (25/29).

جهت بررسی این موضوع که آیا این تفاوت معنادار است یا خیر، بایستی داده‌های به دست آمده از طریق تحلیل کوواریانس مورد بررسی قرار می‌گرفتند. اما قبل از آن لازم بود از وجود پیش‌فرض‌های سه گانه تحلیل کوواریانس، یعنی نرمال بودن داده‌ها، یکسانی واریانس متغیرهای مورد مطالعه و همگنی شیب رگرسیون، اطمینان حاصل می‌شد. بدین منظور آماره کالموگراف اسمیرنف، آزمون لوین و آزمون همگنی واریانس‌ها اجرا شدند که نتایج آن در جداول (3) و (4) گزارش شده است.

جدول 2. نتایج آزمون کالموگراف اسمیرنف برای وارسی طبیعی بودن توزیع متغیرهای وابسته

داد‌های مندرج در جدول (3) بیانگر بالاتر بودن سطح معناداری افسردگی از سطح 05/0 است؛ براین اساس، فرضیه نرمال بودن توزیع داده‌ها پذیرفته می‌شود. جدول 4 نتایج آزمون لوین برای وارسی مفروضه‌ یکسانی واریانس‌ها را نشان می‌دهد.

جدول 3. نتایج آزمون لوین برای وارسی مفروضه‌ی یکسانی واریانس‌های متغیرهای مطالعه

با توجه به یافته‌های جدول (4)، از آنجا که معنی­دار نشدن آزمون لوین به معنی تائید فرض صفر واریانس­های دو گروه آزمایش و کنترل می­باشد، بنابراین با اطمینان 95% می­توان نتیجه گرفت که واریانس­های دو گروه در تمامی متغیرهای مورد بررسی همسان است؛ بدین ترتیب، پیش‌فرض همگنی واریانس­ها نیز برقرار می‌باشد. افزون بر این، بررسی همگنی شیب رگرسیون نمره‌های پیش‌آزمون و پس‌آزمون در سطوح عامل نشان داد میان شیب‌ها در سطح عامل افسردگی تفاوت معنی‌داری وجود ندارد (03/0= F) و فرض همگنی شیب‌ها نیز محقق شده است.

با توجه به رعایت پیش‌فرض‌های مذکور، جهت بررسی اثر مداخله آزمایشی، تحلیل کوواریانس تک متغیره روی نمره‌های پس‌آزمون، با کنترل پیش‌آزمون‌های متغیر وابسته انجام گرفت. در جدول 5 نتایج به دست آمده پس از برداشتن اثر پیش‌آزمون دو گروه ارائه شده است.

جدول 4. نتایج تحلیل کوواریانس تفاوت میانگین­های تعدیل‌شده نمرات آموزش بر افسردگی

بر اساس نتایج مندرج در جدول فوق، با توجه به سطح معناداری به‌دست‌آمده که کمتر از 01/0 است، با اطمینان 99 درصد معناداری تفاوت میانگین میزان افسردگی گروه آزمایشی با گروه گواه تایید گردید (5/8=F و 006/0=p). افزون بر این، شاخص اثر (مجذور اتا) به‌دست‌آمده نیز حاکی از آن است که دست کم 19درصد از کاهش افسردگی در گروه آزمایش را می­توان به گروه درمانی یکپارچه‌ توحیدی نسبت داد. با تکیه بر این داده‌ها، به نظر می‌رسد این شیوه مداخله توانسته است به طور معناداری میزان افسردگی اعضای گروه آزمایشی را بهبود بخشد.

بحث ونتیجه‌گیری

با توجه به شیوع و عوارض گسترده بیماری افسردگی در زنان، بررسی کارآیی گروه درمانی یکپارچه توحیدی بر بهبود افسردگی زنان به عنوان یک الگوی اسلامی و همسو با فرهنگ و باورهای ایرانیان، هدف پژوهش حاضر قرار گرفت. کاهش معنادار میانگین نمره تست افسردگی بک پس از انجام مداخلات درمانی در گروه آزمایش نسبت به گروه گواه بیانگر آن است که گروه درمانی یکپارچه توحیدی در بهتر شدن افسردگی زنان مؤثر بوده است. این یافته با پژوهش‌های (حکیم زاده اردکانی، فلاح، وزیری، آسیموزنب،^[17] 2020)، (نوری، نجات، نامنی، فریبرزی،^[18] 2020)، (رضایی و موسوی^[19] 2019)، پیرس و همکاران^[20] (2015) و عطارد و همکاران (1395) هماهنگ می‌باشد. همچنین سوچتینگ و همکاران^[21] (2013) که گروه درمانی یکپارچه را برای درمان افسردگی و اضطراب در کهنسالان به کار برده بودند، به نتایج مشابهی دست یافتند. پتیت^[22] (2012) هم اجرای درمان یکپارچه معنوی را شیوه‌ای مؤثر در کاهش نگرانی‌های وجودی در حیطه‌هایی همچون هویت، امید، معنا و هدف زندگی، مرگ و خود مختاری می‌داند.

برای تبیین این یافته بایستی به این نکته توجه کرد که بشر دارای چهار بُعد زیستی، روانی، اجتماعی و معنوی است که میان آنها تعامل پیچیده‌ای برقرار است؛ به‌طوری که تغییر در هر یک از این ابعاد، موجب وقوع تغییرات مستقیم یا غیرمستقیم در ابعاد دیگر می‌گردد؛ از سوی دیگر، بین شناخت‌ها، باورها، احساسات، هیجان‌ها و رفتارهای انسان هم‌کنشی و داد و ستد وثیقی برقرار است و هر کدام بر دیگری اثر می‌گذارد. بر این اساس، برای درمان یک اختلال روانی مثل افسردگی که کل وجود فرد را تحت تاثیر قرار می‌دهد، باید از فنون و راهبردهایی بهره برد که ناظر به این ابعاد چهارگانه باشد. به همین دلیل، در رویکرد یکپارچه توحیدی هم به متغیرهای اثرگذار زیستی بر بهبود افسردگی مانند ورزش و تحرک بدنی، انس با طبیعت و رفتن به پارک و کوه و دشت، اصلاح رژیم غذایی و رساندن ویتامین‌های مورد نیاز به بدن توجه شده است؛ هم عوامل روان‌شناختی موثر در تبدیل حال بد به حال خوب نظیر اصلاح باورهای غیرمنطقی، توجه به توانایی‌ها و داشته‌های خویش، تخلیه هیجانی و افزایش قدرت بخشایشگری برجسته شده‌اند؛ همچنین از طریق توصیه به توسعه روابط بین فردی و کاستن از احساس انزوا و تنهایی، اشتغال به یک فعالیت شادی بخش و مورد علاقه، تعامل با افراد شاد و فعال و اجتناب از افراد افسرده و دارای افکار سمی، جنبه اجتماعی افسردگی دیده شده؛ و در نهایت، با تقویت ایمان به خدا و ارتباط صمیمانه با امر قدسی، مناجات و راز و نیاز با خالق هستی، توکل به خدا و راضی بودن به مشیت الهی، انجام عبادات دینی و انس با محافل مذهبی، آموزش خودپایی معنوی و شکرگزاری، به رشد بعد معنوی او پرداخته و به قول فرانکل^[23] (1975) مهم‌ترین خلأ وجودی مراجع را با اعتقاد به خداوند پر می‌کند.

البته هیچ‌کدام از مولفه‌های فوق نمی‌توانند به تنهایی عامل اصلی درمان به حساب آیند و حال شخص افسرده را کاملاً خوب کنند؛ اما وقتی در کنار هم قرار گیرند، با هم‌افزایی می‌توانند افسردگی فرد را درمان نمایند. به بیان دیگر، هرکدام از اقدامات درمانی فوق معطوف به بخشی از مشکلات بیماران بوده و در صورت انجام درست و مستمر تمرین‌های رفتاری، تاثیر مثبتی در بهتر شدن حال آنان خواهد داشت. برای مثال، در زمان ابتلا به افسردگی، نوراپی‌نفرین و سروتونین که از ناقل‌های عصبی دخیل در حالات خلقی هسـتند، کمتر ترشح می‌شوند(رابسون، کوئین‌لان و بلک‌لی،^[24] 2017). تحرکات بدنی باعث ترشح بیشتر سروتونین در سیناپس‌های سلول‌های مغزی می‌شود و در نتیجه به بهبود افسردگی کمک می‌کند(رشیدی، رشیدی، روزبهانی و رضایی، 1391). انجام تمرینات ورزشی همچنین می‌تواند فشار خون را تنظیم کرده و عملکرد بهتر سیستم عصبی را به دنبال داشته باشد (6). به این ترتیب، فرد در شـرایط بحرانی می‌تواند کنترل بهتری بر محرک‌های ناراحت کننده و استرس‌زا داشته باشد؛ یا مثلاً تحقیقات نشان داده است گنجاندن برخی مواد غذایی و ویتامین‌ها نظیر اسیدهای چرب امگا3، ویتامین‌های گروه ب و دی، فولات اسیدهای آمینه و آهن به رژیم غذایی روزانه افراد افسرده در بهتر کردن حال آنان مفید می‌باشد (نگوین و هوآنگ،^[25] 2022).

به لحاظ روان‌شناختی، افکار غیرمنطقی در بروز اختلالات عاطفی همچون افسردگی و اضطراب تأثیرگذار هستند. به همین جهت، اصلاح باورهای غلط و نشخوارهای فکری نقش موثری در تغییر نگرش افسرده‌ها نسبت به خویشتن دارد. در اصل، فرض این است که آسـیب‌پذیری در مقابل عود و بازگشت افسردگی، ناشی از پیوندهای مکرر بین خلـق افـسرده و الگوهـای منفـی خـودایرادگیـر و ناامیدانه تفکر است که به نوبه خود به تغییر در سطوح شناختی و عصبی می‌انجامد (شالمن و همکاران،^[26] 2018).

از نظر اجتماعی، افراد افسرده اغلب از احساس طرد شدن و فقدان روابط گرم و شادی بخش با اطرافیان رنج می‌برند. از این‌رو، وقتی با آموزش مهارتهای ارتباط موثر و برانگیزاننده، روابط این افراد با اطرافیان‌شان بیشتر می‌شود، آنها احساس ناکامی و طردشدگی کمتری خواهند کرد. بنابراین، هر چه با توسعه روابط بین فردی، حمایت‌های اجتماعی از این افراد را بیشتر گردد، میزان افسردگی آنها کمتر خواهد شد (استارت^[27]، 2012).

 در نهایت، حضور عنصر معنویت و باور به یک نیروی قدسی و برتر موجب کوشش برای جهت‌مند کردن زندگی به سمت این نیروی برتر می‌شود. زیرا همان‌گونه که فرانکل (1975) تصریح کرده، ایمان به خداوند و اعتقادات دینی، حاوی نیروی عظیمی است که می‌تواند فرد را در یافتن مفهومی منسجم و هدفمند از دنیا و معنادار کردن زندگی یاری نماید. توجه به معنویت خدا محور باعث می‌شود احساس و نگرش مراجع نسبت به زندگی، امیدوارانه‌تر شده و معنای مثبتی از ناکامی‌های منتج از ناهماهنگی میان انتظارات و واقعیت‌ها و تضادهای بینابینی شکل بگیرد. این امر به نوبه خود، امید و شوق زندگی را در آنها ارتقا می‌بخشد. این تغییرات ضمن معطوف کردن ذهن افراد به معنای حیات، زمینه هدفمندی در فعالیت‌های روزمره و تقویت نگرش معنوی در خلال جلسات درمانی را فراهم می‌کند و در نتیجه، آرام آرام زنان افسرده از نقطه سرگردانی، حیرت و بی‌هدفی و ندانستن اینکه باید به دنبال چه چیزی باشند، رهایی یافته و به افرادی جستجوگر و فعال که در پی اهداف مثبت و رشد دهنده هستند، تبدیل می‌شوند.

برخی روان­شناسان مانند ساواتزکی، راتنر و چیو^[28] (2005) عقیده دارند که معنویت به انسان‌ها کمک می­کند تا معنای مثبتی که در پس حوادث ناگوار زندگی وجود دارد را درک کند و بدین ترتیب از این حوادث کمتر دچار ترس و اندوه گردد. مراقبت­های معنوی همچنین می­توانند نقش حمایتی داشته باشند و در شرایط دشوار فرد را قادر به کنار آمدن با مشکلات زندگی نمایند و سبب احساس آرامش در او ­شوند (گیجسبرتس و همکاران^[29]، 2019).

افزون بر این، مذهب مجموعه‌ای از مفاهیم و ساختارهای معنایی هدفمند به بشر اعطا می‌کند که بر اساس آن اشخاص قادر می‌شوند برای نگون‌بختی‌ها، فشارها و مشکلات خود معنایی متعالی بیایند و نسبت به حوادث زندگی خوش‌بین باشند (سلیگمن، 2012). بگذریم از اینکه، مذهبی بودن سبب می‌شود افراد زندگی سالم‌ترِ جسمی و روانی را تجربه نمایند. چون ویژگی‌های زندگی مذهبی که عبارت است از صداقت و درستی در روابط بین فردی، رفتارهای نوع‌دوستانه اجتماعی، تعادل در خوردن و آشامیدن و تعهد به انجام کارهای اخلاقی و خیرخواهانه، باعث آرامش روانی و خشنودی فرد می‌گردد. بنابراین، معنویت و مذهبی بودن موجب می­شود افراد در هنگام مواجهه شدن با حوادث منفی زندگی با بهره گیری از ارزیابی­ها و تفسیرهای مثبت مرتبط با یاری خداوند، به استقبال رویدادها برود و در مواجهه با مشکلات باور داشته باشد که خداوند ایشان را تنها نخواهد گذاشت (استروپا، کلگنتی، کونیگ و موریرا-المِیدا،^[30] 2018). در قرآن مجید به صراحت اعلام شده که یاد خدا آرامش بخش قلوب مؤمنان است (رعد، ۲۸) و دوستان خدا دچار ترس و اندوه نمی‌شوند (یونس، 62). این امر از آنجا سرچشمه می‌گیرد که ایمان به خدا و توکل به قدرت لایزال او، تمامی ابعاد و لایه‌های وجودی آدمی را تحت تأثیر قرار می‌دهد و از این طریق موجب کنترل و مدیریت وی می‌گردد. به همین دلیل، در گروه درمانی یکپارچه توحیدی در باب مسائلی مانند هدفمند بودن زندگی، راضی بودن به قضا و قدر الهی و واگذاشتن امور به پروردگار مهربان و عطوف، گفتگو می‌شود تا مراجع با درک عمیقی از این مفاهیم، اندوهش از فقدان عزیزانش تسکین یابد.

این پژوهش با چند محدودیت روبه‌رو بود. نخست آنکه گروه نمونه به شیوه در دسترس انتخاب شدند. به همین دلیل، در تعمیم نتایج به دیگر گروه‌ها باید جانب احتیاط رعایت گردد؛ ثانیاً جهت گردآوری داده‌ها از پرسشنامه و ابزار خود سنجی استفاده شد که ممکن است سوگیری‌هایی را در پاسخ ایجاد کرده و از دقت کافی برخوردار نباشد. سومین محدودیت مربوط به محدودیت زمانی و عدم دسترسی به اعضای گروه نمونه پس از پایان پژوهش بود که امکان انجام آزمون پیگیری شش ماهه و یکساله را برای بررسی اثرات بلندمدت مداخله از محققین سلب نمود.

بی تردید امروزه جهان اسلام، به ویژه جامعه اسلامی ایران نیازمند یک نظام درمانی مبتنی بر آموزه‌های دینی و معنوی است؛ زیرا وقتی نظام درمانی مورد استفاده روان‌درمانگران با پیشینه فرهنگی، ارزش‌ها و باورهای مراجع هماهنگ باشد، بدون شک کارآیی و اثربخشی آن افزایش خواهد یافت. بر این اساس و با عنایت به تأیید اثربخشی گروه درمانی یکپارچه توحیدی در بهبود افسردگی، پیشنهاد می‌شود مشاوران و روان‌درمانگران در کارهای بالینی خود از این الگوی درمانی استفاده کنند؛ چرا که با ادغام آموزه­های دینی در قالب نظریه­های روان­درمانی توانسته است افق جدیدی در درمان افسردگی بگشاید،.

منابع

قرآن کریم.

امیدیان، مهدی؛ علی‌اکبری دهکردی، مهناز؛ پور نیک دست، سبحان و محتشمی، طیبه. (1393). اثربخشی آموزش گروهی به شیوه یکپارچه توحیدی بر سطح پرخاشگری. مجله روانشناسی و دین، 7(1)، 29-17.

بیاتی، منیره. (1398). اثربخشی درمان یکپارچه توحیدی بر مؤلفه های صبر، امید و اضطراب وجودی در زنان افسرده. پایان‌نامه‌ کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد اسلامی بندرعباس.

بیاتی، منیره؛ امیرفخرایی، آزیتا و شریفی نیا، محمد حسین (1399). اثربخشی درمان یکپارچه توحیدی بر مؤلفه های صبر، امید و اضطراب وجودی در زنان افسرده. مطالعات اسلام و روان‌شناسی، 14(27): 95-115.

جایروند، حمداله. (1396). مقایسه اثر بخشی رفتار درمانی دیالکتیک و روان درمانی یکپارچه توحیدی بر کاهش افکار خودکشی و تغیر شناختی هیجان در افراد اقدام‌کننده به خود کشی. مجله علمی پژوهشی دانشگاه علوم پزشکی ایلام، 25 (5): 91-99.

چوپانی، مراد. (1389). بررسی تأثیر گروه‌درمانی مذهبی و شناختی‐ رفتاری بر عزت نفس و نگرش‌های زناشویی زندانیان مرد شهر قم. دوفصلنامه  علمی ‐ تخصصی مطالعات اسلام و روان‌شناسی، 4(6): 31‐61.

رجبی، غلامرضا. (1384). ویژگی‌های روان‌سنجی فرم کوتاه پرسشنامه افسردگی بک. فصلنامه روانشناسان ایرانی، 1(4)، 23-45.

رشیدی، زینب؛ رشیدی، علی؛ روزبهانی، رضا؛ و رضایی، فرحناز. (1391). بررسی اثر ورزش گروهی بر کاهش افسردگی در زنان: یک مطالعه‌‌ی موردی. مجله دانشکده پزشکی اصفهان، 30(212)، 1856-1861.

شریفی‌نیا، محمدحسین. (1392). الگوهای روان‌درمانی یکپارچه: با تأکید بر درمان یکپارچه توحیدی. قم: پژوهشگاه حوزه و دانشگاه.

شریفی‌نیا، محمدحسین.(1388). درمان یکپارچه توحیدی، رویکردی دینی در درمان اختلالات روانی. دو فصلنامه علمی-تخصصی اسلام و روان‌شناسی، 3(4)، 82-65.

شمس‌آبادی، احمد. (١٣٩۵). اثربخشی درمان گروهـی بـا رویکـرد یکپارچـه توحیـدی بـر نگرش معنوی و رضایت زناشویی در مردان متأهل شهرستان مشـهد. پایـان‌نامـه کارشناسـی ارشد، دانشگاه آزاد اسلامی واحد شاهرود.

طالبی، مهناز؛ نادری، فرح؛ بختیارپور، سعید و صفرزاده، سحر (1400). اثربخشی درمان یکپارچه توحیدی بر تحمل آشفتگی مادران دارای کودکان کم توان ذهنی با نقش تعدیل کننده باورهای مذهبی. سبک زندگی اسلامی با محوریت سلامت، 5(ویژه نامه): 86-92.

طیبی، ‌هاجر و قنبری هاشم آبادی، بهرامعلی. (1390). مقایسه اثربخشی گروه درمانی یکپارچه توحیدی و شناختی رفتاری در کاهش فشار روانی همسران جانبازان اختلال استرس پس از ضربه. روانشناسی و دین، 4(1): 23-35.

عطارد، نسترن؛ میکائیلی، نیلوفر؛ مهاجری، نسترن و وجودی، بابک. (1395). بررسی اثربخشی درمان فراتشخیصی یکپارچه بر اختلالات اضطرابی و افسردگی همایند. طرح تک آزمودنی. نشریه دانشگاه علوم پزشکی تربت‌حیدریه، 4 (4)، 54-62.

غفاری حومدین، فاطمه و دهقان، ماریه. (1399). اثربخشی درمان یکپارچه توحیدی بر تنظیم هیجان و سرزندگی مادران کودکان ناتوان ذهنی. مطالعات اسلامی زنان و خانواده، 13: 99-122.

فتحی آشتیانی، علی. (1388). آزمون‌های روان‌شناختی – ارزشیابی شخصیت و سلامت روان. تهران: انتشارات بعثت.

منتظری، علی؛ موسوی، سیدجواد؛ امیدواری، سپیده؛ طاووسی، محمود؛ هاشمی، اکرم و رستمی، طاهره. (1392). افسردگی در ایران: مرور نظام‌مند متون پژوهشی، نشریه پایش، 12(6): 567-594.

هادی، مهدی و جان بزرگی، مسعود. (1388). اثربخشی درمان یکپارچه توحیدی بر مؤلفه‌های شخصیت و بالینی، مجله روانشناسی و دین، 2(2)، 104-71.

Albert, P. R. (2015). Why is depression more prevalent in women?. Journal of psychiatry & neuroscience: JPN, 40(4), 219-221.

Allport, G. W., & Ross, J. M. (1967). Personal religious orientation and prejudice. Journal of Personality and Social Psychology, 5, 423-443.

Frankl, W. E. (1975). The unconscious God: Psychotherapy and Theology New York: Simon and Schuster.

Gijsberts, M. J. H., Liefbroer, A. I., Otten, R., & Olsman, E. (2019). Spiritual care in palliative care: a systematic review of the recent European literature. Medical Sciences, 7(2), 25.

Hakimzadehardakani, A., Fallah, M., Vaziri, S., & mozneb, A. (2020). The Effectiveness of Pattern of Quranic-Narration of Hope Therapy with Integrated Monotheistic Treatment Approach on Life Expectancy in Students of Shahid Sadoughi University of Medical of Yazd. Tolooebehdasht, 19(5), 68-77.

Hofmann, S. G. (2006). The importance of culture in cognitive and behavioral practice. Cognitive and behavioral practice, 13(4), 243-245.

Kendler, K. S., & Gardner, C. O. (2014). Sex differences in the pathways to major depression: a study of opposite-sex twin pairs. American Journal of Psychiatry, 171(4), 426-435.

Lecky, P. (1961). Self-consistency. London: Shoestring.

Li, S., Okereke, O. I., Chang, S. C., Kawachi, I., & VanderWeele, T. J. (2016). Religious service attendance and lower depression among women: a prospective cohort study. Annals of Behavioral Medicine, 50(6), 876-884.

Liu, Q., He, H., Yang, J., Feng, X., Zhao, F., & Lyu, J. (2020). Changes in the global burden of depression from 1990 to 2017: Findings from the Global Burden of Disease study. Journal of psychiatric research, 126, 134-140.

Nguyen, H. D., Oh, H., Hoang, N. H. M., Jo, W. H., & Kim, M. S. (2022). Environmental science and pollution research role of heavy metal concentrations and vitamin intake from food in depression: a national cross-sectional study (2009–2017). Environmental Science and Pollution Research, 29(3), 4574-4586.

Noori, J., Nejat, H., Nameni, E., & Fariborzi, E. (2020). Comparison of the effectiveness of the treatment of a monotheistic integrated and the objective relationship on self-differentiation and marital intimacy. The American Journal of Family Therapy, 48(1), 70-86.

Pearce, M. J., Koenig, H. G., Robins, C. J., Nelson, B., Shaw, S. F., Cohen, H. J., & King, M. B. (2015). Religiously integrated cognitive behavioral therapy: a new method of treatment for major depression in patients with chronic medical illness. Psychotherapy, 52(1), 56-66.

Peteet, J. R. (2012). Spiritually integrated treatment of depression: A conceptual framework. Depression research and treatment.

Rai, D., Zitko, P., Jones, K., Lynch, J., & Araya, R. (2013). Country-and individual-level socioeconomic determinants of depression: multilevel cross-national comparison. The British Journal of Psychiatry, 202(3), 195-203.

Rezaei, S., & Mousavi, S.V. (2019). The effect of monotheistic integrated psychotherapy on the levels of resilience, anxiety, and depression among prisoners. Health Spiritual Med Ethics, 6(1),2-10.

Robson, M. J., Quinlan, M. A., & Blakely, R. D. (2017). Immune system activation and depression: roles of serotonin in the central nervous system and periphery. ACS chemical neuroscience, 8(5), 932-942.

Sawatzky, R., Ratner, P. A., & Chiu, L. (2005). A meta-analysis of the relationship between spirituality and quality of life. Social indicators research, 72, 153-188.

Shulman, B., Dueck, R., Ryan, D., Breau, G., Sadowski, I., & Misri, S. (2018). Feasibility of a mindfulness-based cognitive therapy group intervention as an adjunctive treatment for postpartum depression and anxiety. Journal of affective disorders, 235, 61-67.

Söchting, I., O’Neal, E., Third, B., Rogers, J., & Ogrodniczuk, J. S. (2013). An integrative group therapy model for depression and anxiety in later life. International Journal of Group Psychotherapy, 63(4), 502-523.

Solomou, I., & Constantinidou, F. (2020). Prevalence and predictors of anxiety and depression symptoms during the COVID-19 pandemic and compliance with precautionary measures: Age and sex matter. International journal of environmental research and public health, 17(14), 4924.

Stroppa, A., Colugnati, F. A., Koenig, H. G., & Moreira-Almeida, A. (2018). Religiosity, depression, and quality of life in bipolar disorder: a two-year prospective study. Brazilian Journal of Psychiatry, 40, 238-243.

Stuart, S. (2012). Interpersonal psychotherapy for postpartum depression. Clinical Psychology & Psychotherapy, 19(2), 134-140.

Yoon, S., & Kim, Y. K. (2018). Gender Differences in Depression. In Understanding Depression (pp. 297-307). Springer.

[1]. نویسنده مسئول: دانشیار، گروه روانشناسی، پژوهشگاه حوزه و دانشگاه، قم، ایران.                           Sharifinia1@gmail.com

[2]. کارشناسی ارشد، گروه ذهن، مغز و تربیت، مؤسسه آموزش عالی علوم شناختی، تهران، ایران.

[3]. Liu, Q., et al.

[4]. Albert, P. R.

[5]. Yoon, S., & Kim, Y. K.

[6]. Solomou, I., & Constantinidou, F.

[7]. Rai, D., Zitko, P., Jones, K., Lynch, J., & Araya, R.

[8]. Kendler, K. S., & Gardner, C. O.

[9]. Hofmann, S. G.

[10]. Monotheist integrated therapy (MIT)  

[11]. Allport, G. W., & Ross, J. M.

[12]. Lecky, P.

[13]. Beck Depression Inventory

[14] .Protocol

[15]. Content validity index (CVI)

[16]. Content Validity Ratio (CVR)

[17]. Hakimzadehardakani, A., Fallah, M., Vaziri, S., & mozneb, A.

[18]. Noori, J., Nejat, H., Nameni, E., & Fariborzi, E.

[19]. Rezaei, S., & Mousavi, S.V.

[20]. Pearce, M. J. et al.

[21]. Söchting, I, et al.

[22]. Peteet, J. R.

[23]. Frankl, W. E.

[24]. Robson, M. J., Quinlan, M. A., & Blakely, R. D.   

[25]. Nguyen, H. D., Oh, H., Hoang, N.H.M.

[26]. Shulman, B., et al.

[27]. Stuart, S.

[28]. Sawatzky, R., Ratner, P. A., & Chiu, L.

[29]. Gijsberts, M. J. H., et al.

[30]. Stroppa, A., Colugnati, F. A., Koenig, H. G., & Moreira-Almeida, A.