Document Type : Original Article
Authors
1 PHD Student in General Psychology, Department of psychology and Educational Sciences, Central Tehran Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran.
2 Assistant Proffesor, Department of Educational Sciences, Central Tehran Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran.
Abstract
Keywords
مقدمه
امروزه معنویت به عنوان یک بعد فردی- اجتماعی و با توجه به نقشی که می تواند در فرآیند زندگی افراد داشته باشد، توجه فزاینده ای را به خود جلب کرده است. به طوری که نقش معنویت در ارتقاء سلامت و توسعه پاسخ های افراد به مسائل و مشکلات روزمره زندگی گسترش روزافزونی یافته است. از سوی دیگر، ماهیت پویا و پیچیده جوامع نوین باعث شده که نیازهای معنوی بشر در برابر خواسته ها و نیازهای مادی اهمیت بیشتری یافته، و مردم جهان، بیش از پیش به معنویت و مسائل معنوی گرایش یابند(مک شری[1]۲۰2۰: 42). همچنین معنویت به عنوان یک مکانیزم برای بهبود روابط اجتماعی و کنار آمدن در واکنش به فشارهای زندگی و شغلی، بیماری، داغدیدگی و مصیبت خانوادگی مورد استفاده قرار می گیرد (ریبادو و تاکاهاشی[2]، ۲۰۱۸: 16).
بر اساس دیدگاه روانشناسان سلامت معنوی یک تجربه معنوی است که بر چگونگی درک افراد از سلامتی در زندگی معنویشان هنگامی که با قدرتی بالاتر ارتباط دارند متمرکز است، و در مورد این که چگونه افراد با خود، یا جامعه سازگار می شوند بحث می کند(رضایی، و همکاران ،1400). وقتی که سلامت معنوی افراد به طور جدی به خطر افتد، ممکن است دچار اختلالات روحی مانند احساس تنهایی، افسردگی، و از دست دادن معنا در زندگی شوند (هایفیلد[3]، 2021). همچنین سلامت معنوی حالتی از بودن احساسات و رفتارهای مثبت، شناخت ارتباط با خود، دیگران و یک نیروی ماورایی و فطری است که فرد به احساس هویت، کمال، رضایتمندی، لذت، خرسندی، زیبایی، عشق، احترام، نگرش مثبت، آرامش، توازن درونی و هدف در زندگی متمایل می شود(فرنسلر کلم و میلر[4]، ۲۰1۹).
سلامت معنوی ارتباط هماهنگ و یکپارچه را بین نیروهای داخلی فراهم می کند و با ویژگی های ثبات در زندگی، تناسب و هماهنگی، احساس ارتباط نزدیک با خود، خدا، جامعه و محیط مشخص می شود، و نیروی یگانه ای است که ابعاد جسمانی، روانی و اجتماعی را هماهنگ می کند. همچنین سلامت معنوی بعد مهم و برجسته یک زندگی سالم است و باعث ایجاد زندگی هدفدار و معنادار می شود (لین[5]، ۲۰2۳). کرنی و مونت[6] (2023) بیان کردند که رواج معنویت با قرار گرفتن در مرکز بحران و تنش های زندگی فردی و شغلی پر رنگتر می گردد. و سلامت معنوی ممکن است به تقویت عملکرد روانی و قضاوت در مورد بیماری، بهبود روحیه و کاهش افکار خودکشی منجر شود. حسن زاده و همکاران (1402) در پژوهشی نشان دادند که رشد معنوی تجربه منحصر به فردی را به وجود می آورد که علاوه بر پیامدهای جسمی بر ابعاد روانی اجتماعی و به ویژه بعد معنوی فرد به طور قابل توجهی تاثیر می گذارد.
همچنین در پژوهش های صورت گرفته بین ابعاد معنوی با متغیرهایی از قبیل سلامت روانشناختی، ثبات هیجانی، امیدواری و رضایتمندی از زندگی رابطه وجود داشته است، و معنویت و دینداری در ارتقاء احساس بهزیستی موثر است (رومرو[7]، 2019). سلامت معنوی می تواند با ایجاد معنا و مفهوم در زندگی و احساس تعلق و امیدواری به قدرت والا بر باور فرد به توانایی برای مواجهه با شرایط استرس زای زندگی و بیماریهای مزمن کمک کند (ولیخانی و همکاران، 1402).
از سوی دیگر، پژوهش های انجام شده ارتباط مهمی بین سلامت معنوی، جهت گیری مذهبی و عملکرد روانی و تحمل ناراحتی افراد در فرآیند زندگی ارائه کرده است. برخی پژوهش ها بیانگر آنند که اموری همچون باورهای مثبت، احساس راحتی و قدرت حاصل از مذهب، مراقبه و نیایش می توانند در سلامت و احساس خوب بودن سهیم باشند (امیدواری، 1400). گرایش به دین و جهت گیری مذهبی در گسترش روابط بین فردی و اجتماعی، و به عنوان ابزاری روحی- روانی برای مقابله و تطابق با موضوعات مرتبط با رضایت از زندگی حایز اهمیت و اغلب به عنوان پیش بینی کننده قوی سلامت، شادمانی و رضایتمندی از زندگی معرفی می شود، و اثرات مثبتی بر سلامت روانشناختی افراد دارد، و عامل بزرگی در ایجاد امنیت جسمانی، شناختی و هیجانی محسوب می شود (رومرو، ۲۰19: 44).
همچنین مطالعات نشان می دهند که افراد با جهت گیری مذهبی درونی به دین و دینداری به یک عامل اصلی برای احساس معنا در زندگی رسیده اند. مک فارلند[8] (2019) بیان می کند افرادی که به مراسم مذهبی مقید هستند، سلامت معنوی بالاتری دارند، و افراد با جهت گیری مذهبی درونی نسبت به افرادی که جهت گیری بیرونی دارند از سلامت معنوی بالاتری برخوردارند (المر، مک دونالد و فریدمن [9]، ۲۰۲۳). فرینگ، میلر و شاو[10] (2022) در پژوهشی بیان می کنند بین ایمان درونی، سلامت معنوی، و سایر حالات مثبت خلقی، ارتباط مثبت وجود دارد که باعث سازگاری افراد می شود (رضایی، ۱400). همچنین رواج معنویت با قرار گرفتن در مرکز بحران و تنش های زندگی فردی و شغلی پر رنگتر می گردد، و سلامت معنوی می تواند به تقویت عملکرد روانی و قضاوت در مورد بیماری، بهبود روحیه، کاهش تنش های روانشناختی و پیشگیری از رفتارهای پرخطر منجر شود(پارک[11]، 2020).
افراد با تحمل ناراحتی پایین معمولاً هیجان ها را غیر قابل تحمل می دانند، از پذیرش آنها اجتناب و برای پیشگیری از آنها تلاش زیادی می کنند و نمی توانند از عهده آشفتگی ها و ناراحتی های روانشناختی برآیند و برای مقابله با چنین وضعیت هایی درگیر بی نظمی رفتاری می شوند و با انجام برخی رفتارهای مخرب مانند مصرف مواد مخدر به دنبال تسکین دردهای هیجانی خود هستند (سلریگ، آیرونسون و اسمیتس[12] (۲۰۱۷). یکی دیگر از پیامدهای کاهش تحمل ناراحتی، افت امید به زندگی است. اما افراد با تحمل ناراحتی بالا قادر هستند تا به وضعیت های برانگیزاننده ناراحتی، پاسخ های سازگار و انطباقی دهند(بوتا[13]، ۲۰۱۹).
در راستای مطالب فوق، یکی از موضوعات اساسی و مهمی که برای افراد مخصوصاً جوانان بسیار ضرورت دارد، موضوع امیدوار بودن به زندگی است، امید به زندگی را سازه ای چند بعدی دانسته اند که در تحمل تهدیدات زندگی و رویارویی با مشکلات، آرامش فرد را فراهم می کند(هالپین[14]، 2021). مطالعات نشان می دهد امید به زندگی به طور قطع و یقین بر افکار، هیجانات، دستاوردهای افراد، و نگرش آنها نسبت به تحمل ناراحتی های زندگی فردی، اجتماعی آنان تأثیر می گذارد. امید به عنوان عاملی برای غنای زندگی، افراد را قادر می سازد تا با چشم اندازی فراتر از وضعیت کنونی خود را ببینند (ابرایت و لیون[15]، ۲۰۲۲).
افرادی که دارای امید بالایی هستند، دارای یک حس مدیریت تعیین هدف، همراه با توانایی برای تولید برنامه هایی برای رسیدن به اهداف خود هستند (ستوده 1400). همچنین امید به زندگی ممکن است یک اثر تعدیل کننده داشته باشد. به طوری که افرادی که دارای امیدواری بالا هستند، نسبت به آنهایی که امیدواری کمتری دارند توانایی بیشتری برای پیاده سازی راهکار سازگاری و مقابله ای با بحران ها دارند (حسن زاده و همکاران، 1402). آنهایی که امید بیشتری دارند، قادر به مفهوم سازی اهداف خود به روشنی بوده و احساس اعتماد به نفس و قابلیت بیشتری برای مدیریت موثر بر عوامل استرس زا دارند، و به خوبی می دانند که برای مقابله با هر استرسی باید برنامه خاصی داشته باشند(آقا باقری، ۱۴۰۲).
لذا با توجه به مطالب فوق، در این پژوهش به بررسی و تعیین اثر مستقیم امید به زندگی و جهت گیری مذهبی بر سلامت معنوی، و تعیین اثر غیرمستقیم امید به زندگی و جهت گیری مذهبی بر سلامت معنوی با میانجیگری تحمل ناراحتی و نقش تعدیلگر جنسیت دانشجویان پرداخته شده است. ضمنا بر اساس مطالعات و بررسی های انجام شده توسط محقق، تاکنون پژوهشی در زمینه مدل یابی سلامت معنوی بر اساس جهت گیری مذهبی و امید به زندگی با میانجیگری تحمل ناراحتی و نقش تعدیلگر جنسیت در دانشجویان انجام نشده و از این جهت پژوهشی نو و جدید محسوب می شود. نتایج این پژوهش قابلیت کاربرد در مراکز دانشگاهی، علمی - پژوهشی، و مراکز مشاوره دانشجویان، خانواده ها، کارکنان سازمان ها و شرکت ها را داراست.
پیشینه پژوهش
تقوی و همکاران (1402) در پژوهشی نشان دادند که افراد با نگرش معنوی و انجام رفتارهایی که مردم مذهبی بیشتر انجام می دهند، واقعیت های زندگی را بهتر می پذیرند و امید بیشتری به زندگی دارند. ولیخانی و همکاران(1401) در پژوهشی بیان می کند سلامت معنوی می تواند با ایجاد معنا و مفهوم در زندگی و احساس تعلق و امیدواری به قدرت والا بر باور فرد به توانایی برای مواجهه با شرایط استرس زای زندگی و بیماریهای مزمن کمک کند. سید فاطمی و همکاران (1401) در پژوهشی گزارش کردند که بین دعا و سلامت معنوی رابطه معناداری وجود دارد. رضایی و همکاران (1401) در پژوهشی تحت عنوان ارتباط بین تناوب دعا و سلامت به این نتیجه رسیدند که بین تناوب دعا و سلامت معنوی ارتباط معناداری وجود دارد. ستوده (1400) در پژوهشی نشان داد که قدرت امید سهم مهمی در بهبودی بیماری های مختلف جسمی و روانی و افزایش کیفیت زندگی و سلامت عمومی دارد. قمری (۱۳9۹) در پژوهشی نشان داد که رابطه مثبت و معناداری بین دینداری با سلامت معنوی وجود دارد، که می تواند کاربرد های مفیدی در زمینه تأمین بهداشت روانی، ارتقای شادمانی و بهبود روحیه افراد داشته باشد. مقیمیان و سلمانی (۱۳۹۹) در پژوهشی همبستگی مثبت سلامت معنوی و امید در بیماران مبتلا به سرطان را گزارش کرده اند. افرادی که دچار استرس ناشی از بیماری می شوند، خداوند را منبع امید می دانند.
خویشتندار (1398) در پژوهشی نشان داد که میان مذهبی بودن افراد با سلامت روان، رضایت از زندگی و شادکامی رابطه مثبت وجود دارد. صحراگرد و همکاران (۱۳۹۸) در پژوهشی گزارش کردند که امید به زندگی باعث افزایش شادکامی و سلامت روان زنان شده است. پژوهشی که توسط حیدری (۱۳97) انجام شد نشان داد که میان مذهبی بودن و رضایت مندی از زندگی خانوادگی رابطه تنگاتنگی برقرار است. افزون بر این سودمندی های اجتماعی، مذهبی بودن با حس بیشتر خوش بینی همراه است.
پژوهش چن[16] (۲۰23) نشان می دهد آرامش معنوی و مذهبی ممکن است حتی از سلامت جسمی و روانی مهم تر باشد. افرادی که سلامت معنوی آنها تقویت می شود به طور مؤثر می توانند با محیط خود سازگار شده و حتی مراحل بیماری خود را به خوبی بگذرانند در پژوهشی بوئر[17] (2023) نشان می دهد که سلامت معنوی سبب معنادار شدن زندگی برای فرد می شود، و از این طریق به فرد در کنار آمدن مؤثر با مشکلات کمک می کند. سلامت معنوی با نومیدی برای مرگ زودرس و عقیده به خود کشی در بیماران مراحل آخر بیماری سرطان ارتباط منفی دارد. در پژوهشی نیولین[18] (2022) نشان می دهد سلامت معنوی می تواند روی درجه بهبودی، طرز برخورد با محیط اجتماعی اثر بگذارد.
مطالعه کولین و همکاران[19] (2023) نشان داد که سلامت معنوی، ناامیدی و افسردگی را کاهش می دهد. در بسیاری از مطالعات تاثیر دعا و تشریفات مذهبی بر روی سلامت معنوی گزارش شده است و بیان کردند که رواج معنویت با قرار گرفتن در مرکز بحران پررنگتر می گردد. پیشرفت علم نشان داده است که سلامت معنوی ممکن است به تقویت عملکرد روانی و قضاوت کمک کند. مک فارلند در پژوهشی به این نتیجه رسید افرادی که به مراسم مذهبی مقید هستند، سلامت معنوی بالاتری دارند همچنین پژوهش های المر، مک دونالد و فریدمن [20](۲۰۲۳). نشان می دهند افراد با جهت گیری مذهبی درونی نسبت به افرادی که جهت گیری بیرونی دارند از سلامت معنوی بالاتری برخوردارند. در پژوهشی فرینگ میلر و شاو[21] (2022) بیان می کند بین ایمان درونی، سلامت معنوی، امید و سایر حالات مثبت خلقی ارتباط مثبت و بین ایمان درونی افسردگی و حالات منفی خلقی ارتباط منفی وجود دارد.
همچنین نتایج پژوهش مک کلاین[22] (2019) نشان داد که انجام سبک زندگی با محوریت سلامت معنوی باعث افزایش امید به زندگی در افراد بدون نارسایی قلبی می شود. همچنین داشتن دیدگاه مذهبی و عقیده به خداوند و دعا کردن باعث ایجاد سلامت معنوی و کیفیت زندگی می شود. همچنین این مطالعه نشان داد که سطح سلامت معنوی در زنانی که مذهبی بودند، بالاتر است و این زنان مذهبی بودن را به عنوان هسته اصلی انگیزش در زندگی خود عنوان کرده اند، و سلامت معنوی اثر قوی بر ناامیدی پایان زندگی در بیماران دارد. وندن هوت و همکاران[23] (۲۰۱۹) در پژوهشی نشان دادند که امید به زندگی فرآیندی می باشد که طی آن افراد هدف های خود را تعیین مینمایند. راهکارها و راهکار هایی جهت رسیدن به آنها توسعه می دهند، انگیزه لازم را برای اجرای هدفها ایجاد می کنند و این انگیزه را در طول مسیر حفظ می نمایند. اما افراد با تحمل ناراحتی بالا قادر هستند تا به وضعیت های برانگیزاننده ناراحتی، پاسخ های سازگار و انطباقی دهندو از تنظیم هیجان مناسبی برخوردار باشند لی و همکاران[24] (۲۰۱۸) ضمن پژوهشی معنوی گزارش کردند که سبک زندگی سلامت محور معنوی، میزان امید به زندگی را در بزرگسالان افزایش می دهد.
روش پژوهش
این پژوهش با پارادایم اثبات گرایی، رویکرد استقرایی، استراتژی پیمایشی، و روش توصیفی- همبستگی و از نوع کاربردی است که داده های آن بصورت میدانی در مقطع زمانی(1403-1404) گردآوری شده است. جامعه آماری شامل دانشجویان دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی در دانشکده های مختلف و در گروه سنی 50-20 سال به تعداد 4000 نفر می باشند. در این پژوهش از روش نمونه گیری تصادفی طبقه ای به تفکیک جنسیت (مرد و زن)، مقطع تحصیلی (کارشناسی، کارشناسی ارشد و دکتری) و رشته های تحصیلی( علوم انسانی، علوم پایه و فنی و مهندسی) استفاده شده است. حجم نمونه آماری به تناسب جمعیت آماری در هر طبقه انتخاب و بر اساس جدول مورگان در مجموع تعداد 352 نفر(176 نفر مرد و 176 نفر زن) در نظر گرفته شده است. ابزار پژوهش عبارتست از:
الف- پرسشنامه سلامت معنوی
پرسشنامه سلامت معنوی الیسون[25] (1982) که شامل 20 سوال با طیف لیکرت 6 گزینه ای است. سؤالات فرد آن مربوط به شاخص های مذهبی بوده و میزان تجربه فرد از رابطه رضایت بخش خود با خدا را مورد سنجش قرار می دهد و سؤالات زوج مربوط به خرده پرسشنامه بهزیستی وجودی است که احساس هدفمندی و رضایت از زندگی را می سنجد. ، الیسون (1982) پایایی آن را بر اساس آلفای کرونباخ 0. 9 گزارش کرده است. در پژوهش دهشیری و همکاران (1387) آلفای کرونباخ این پرسشنامه 0.9 و با روش باز آزمایی همبستگی آن 0.85 گزارش شده است.
ب- پرسشنامه جهت گیری مذهبی آلپورت و راس
آلپورت و راس[26](1950) برای سنجش جهت گیری مذهبی درونی (رویکردی که اشخاص انگیزه های اصلی خود را در خود مذهب مییابند) و جهت گیری مذهبی بیرونی (رویکردی ابزاری برای شایسته نشان دادن خود به منظور رسیدن به مقاصد خودشان) این پرسشنامه را تهیه کردند که شامل ۲1 گویه می باشد(جهت گیری مذهبی بیرونی۱۲ گویه و جهت گیری مذهبی درونی۹ گویه). آلپورت و راس (1950) پایایی آن را بر اساس آلفای کرونباخ 0.9، گزارش کرده اند. پایایی این مقیاس توسط جان بزرگی بر اساس آلفای کرونباخ به میزان 0.73 گزارش شده است. در پژوهش مختاری(1401) پایایی این مقیاس به روش آلفای کرونباخ محاسبه شد که مقدار آن 0.71 به دست آمده است.
ج-پرسشنامه امید به زندگی اشنایدر
این پرسشنامه توسط اشنایدر و همکاران[27] (۱۹۹۱) ساخته شده که دارای ۱۲ عبارت و دو خرده مقیاس تفکر عاملی (شامل افکار افراد در مورد توانایی خود برای شروع و تداوم حرکت در مسیر انتخاب شده به سمت هدف) و تفکر راهبردی(شامل توانایی ادراک شده فرد برای شناسایی یا ایجاد مسیرهایی به سمت هدف) است. اشنایدر و همکاران اعتبار این آزمون را از طریق بازآزمایی 85/0 و برای خرده مقیاس تفکر عاملی 81/0 و برای خرده مقیاس تفکر راهبردی 0.74 گزارش کرده اند. در پژوهشی که توسط گلزاری انجام شد پایایی با روش همسانی درونی مورد بررسی قرار گرفت و ضریب آلفای کرونباخ 89/0 به دست آمد. همچنین همسانی درونی زیر مقیاس عاملی 76/0 و زیر مقیاس راهبردی 80/0 بدست آمده است.
د- پرسشنامه تحمل ناراحتی
مقیاس تحمل ناراحتی توسط سیمونز و گاهر[28] (۲۰۰۵) با ۱۵ آیتم طراحی شده است. روایی سازه ابزار با روش تحلیل عاملی اکتشافی بررسی و نتایج حاکی از وجود چهار عامل تحمل ناراحتی هیجانی، جذب شدن به وسیله هیجان های منفی، برآورد ذهنی ناراحتی، و تنظیم تلاشها برای تسکین اضطراب بوده است، پایایی با روش آلفای کرونباخ برای چهار عامل مذکور به ترتیب 72/0، 82/0، 78/0 و 70/0 و برای کل مقیاس ۰/۸۲ گزارش شده است (سیمونز و گاهر، ۲۰۰۵). در ایران، حسن نژاد و همکاران (۱۴۰۱) پایایی مقیاس تحمل ناراحتی را با روش آلفای کرونباخ 85/0 گزارش کردند.
روش تجزیه و تحلیل آماری
در این پژوهش تجزیه و تحلیل داده ها، شامل آمار توصیفی (فراوانی، درصد، میانگین، انحراف استاندارد) و در بخش تحلیل استنباطی داده ها، برای بررسی رابطه بین متغیرهای پژوهش از مدلسازی معادلات ساختاری و نرم افزارSmart pls4 استفاده شده است. نتایج حاصل توسط جداول و نمودارهای مربوطه ارائه گردیده است.
یافته های پژوهش
الف- توصیف داده ها
بر اساس نتایج محاسبات آماری 50درصد از دانشجویان مرد و 50 درصد زن بوده اند، و بیشترین فراوانی تحصیلات در دانشجویان به ترتیب شامل کارشناسی(%48)، کارشناسی ارشد(%32)، و دکتری(%20) بوده است. بر اساس نتایج آماری بدست آمده در دانشجویان (مرد) به ترتیب مقدار میانگین تفکر عاملی(3.83)، تفکر راهبردی(3.80)، و امید به زندگی(3.81) است و در دانشجویان(زن) به ترتیب میانگین تفکر عاملی(3.80)، تفکر راهبردی(3.79)، و امید به زندگی(3.80) می باشد. نتایج نشان می دهد تفکر عاملی در دانشجویان(مرد و زن) نسبت به تفکر راهبردی بیشتر است. همچنین جهت گیری مذهبی بیرونی در دانشجویان (مرد) مقدار(0.983)، جهت گیری درونی(2.74)، و جهت گیری کلی مذهبی(1.86) است و جهت گیری بیرونی در دانشجویان(زن) مقدار (1)، جهت گیری درونی(2.73)، و جهت گیری کلی مذهبی(1.86) می باشد. نتایج نشان می دهد جهت گیری مذهبی درونی در دانشجویان(مرد و زن) نسبت به جهت گیری مذهبی بیرونی به مراتب بیشتر است. میانگین راهکار سازگار در دانشجویان مرد مقدار (3.44)، راهکار ناسازگار(3.80) و نظم جویی هیجانی(3.31) است و میانگین راهکار سازگار در دانشجویان زن مقدار (3.44)، راهکار ناسازگار(3.70) و نظم جویی هیجانی(3.30) می باشد. نتایج نشان می دهد راهکار ناسازگار در دانشجویان(مرد و زن) بیشتر از راهکار سازگار است. نتایج نشان می دهد میانگین تحمل هیجانی در دانشجویان(مرد) مقدار (2.93)، جذب(2.82)، ارزیابی(2.88)، تسکین پریشانی(3.27) و تحمل ناراحتی(2.98) است و در دانشجویان زن تحمل هیجانی(2.86)، جذب(2.79)، ارزیابی(2.89)، تسکین پریشانی(3.39) و تحمل ناراحتی(2.98) می باشد. نتایج بیانگر آن است که میانگین سلامت مذهبی در دانشجویان (مرد) مقدار (4.47)، سلامت وجودی(4.46) و سلامت معنوی(4.47) است و در دانشجویان زن میانگین سلامت مذهبی (54.56)، سلامت وجودی(4.53) و سلامت معنوی(4.54) می باشد. نتایج نشان می دهد در مجموع سلامت معنوی در دانشجویان زن بیشتر از دانشجویان مرد است.
ب- بررسی نقش متغیر تعدیلگر جنسیت در متغیرهای پژوهش
در این پژوهش، به منظور بررسی تاثیر متغیر تعدیلگر کیفی(جنسیت) از روش تحلیل گروهی استفاده شده است. در این روش، مدل پژوهش در چند مرحله و هر مرحله با استفاده از داده های مربوط به یکی از گروهها اجرا شده و نتایج استخراج می گردند. مطابق با روش تحلیل گروهی، می بایست در مرحله اول مدل را با استفاده از داده های مربوط به دانشجویان(مرد) و در مرحله دوم با استفاده از داده های مربوط به دانشجویان (زن) در نمونه آماری پژوهش اجرا نموده و نتایج را با استفاده از فرمول تحلیل گروهی(هنسلر[29]، 2012، عبداللهی، 1401) بدست آورد که به شرح ذیل ارائه شده است:
مدل پژوهش
شکل1: مدل سلامت معنوی بر اساس جهت گیری مذهبی و امید به زندگی با میانجیگری تحمل ناراحتی در دانشجویان (مرد)
شکل2: مدل سلامت معنوی بر اساس جهت گیری مذهبی و امید به زندگی با میانجیگری تحمل ناراحتی در دانشجویان (زن)
جدول1: ضرایب بارهای عاملی متغیرهای پنهان و شاخص های مربوطه در دانشجویان (مرد)
|
رابطه بین متغیرهای پنهان و شاخص ها |
بارهای عاملی |
|
|
مرد |
زن |
|
|
تحمل ناراحتی --> ارزیابی |
0.843 |
- |
|
تحمل ناراحتی --> تحمل پریشانی |
0.938 |
0.541 |
|
تحمل ناراحتی --> تسکین هیجانی |
- |
0.881 |
|
امید به زندگی--> تفکر راهبردی |
0.902 |
0.873 |
|
امید به زندگی--> تفکر عاملی |
0.939 |
0.922 |
|
تحمل ناراحتی -->جذب |
0.904 |
- |
|
جهت گیری مذهبی --> جهت گیری بیرونی |
0.913 |
0.867 |
|
جهت گیری مذهبی --> جهت گیری درونی |
0.898 |
0.932 |
|
سلامت معنوی--> سلامت وجودی |
0.969 |
0.982 |
|
سلامت معنوی--> سلامت مذهبی |
0.970 |
0.963 |
ضرایب بارهای عاملی از طریق محاسبه مقدار همبستگی شاخص های یک سازه با آن سازه محاسبه می شود، و میزان شدت رابطه میان متغیرها و شاخص های مربوطه را نشان می دهد که همه ضرایب در مدل اصلاح شده بالاتر از 0.5 می باشند، و بیانگر آن است که پایایی مدل انداره گیری در دو گروه دانشجویان مرد و زن قابل قبول می باشد.
جدول2: ضرایب مسیر(بتا) اثر مستقیم و غیر مستقیم بین متغیرهای پژوهش
|
اثر متغیرهای پژوهش بر یکدیگر |
ضریب مسیر بتا(β) |
||
|
مرد |
زن |
||
|
اثر مستقیم |
امید به زندگی--> سلامت معنوی |
0.387 |
0.172 |
|
جهت گیری مذهبی --> سلامت معنوی |
0.409 |
0.031 |
|
|
تحمل ناراحتی --> سلامت معنوی |
0.204- |
0.156 |
|
|
امید به زندگی--> تحمل ناراحتی |
0.185- |
0.104 |
|
|
جهت گیری مذهبی --> تحمل ناراحتی |
0.161 |
0.217- |
|
|
اثر غیرمستقیم |
امید به زندگی--> تحمل ناراحتی --> سلامت معنوی |
0.038 |
0.016- |
|
جهت گیری مذهبی --> تحمل ناراحتی --> سلامت معنوی |
0.033- |
0.034- |
|
با توجه به نتایج جدول فوق، در گروه دانشجویان مرد، اثرات مستقیم امید به زندگی بر سلامت معنوی(0.387)، جهت گیری مذهبی بر سلامت معنوی(0.409) و تحمل ناراحتی بر سلامت معنوی(0.204-) می باشد که به لحاظ آماری معنادار و در حد متوسط است. همچنین اثرات مستقیم امید به زندگی بر تحمل ناراحتی(0.185-)، و جهت گیری مذهبی بر تحمل ناراحتی(0.161)می باشد که در حد ضعیف است. و در گروه دانشجویان زن، اثر مستقیم جهت گیری مذهبی بر تحمل ناراحتی(0.217-) می باشد که به لحاظ آماری معنادار، منفی و در حد متوسط است، و اثر مستقیم امید به زندگی بر سلامت معنوی(0.172)، و امید به زندگی بر تحمل ناراحتی(0.104)، و تحمل ناراحتی بر سلامت معنوی(0.156) می باشد می باشد که به لحاظ آماری معنادار و در حد کم است، و جهت گیری مذهبی بر سلامت معنوی(0.031) می باشد که به لحاظ آماری معنادار و در حد کم است. همچنین در گروه دانشجویان مرد، مقدار ضریب بتا، اثر غیر مستقیم امید به زندگی بر سلامت معنوی دانشجویان با میانجیگری تحمل ناراحتی(0.038=β) می باشد. همچنین اثر غیر مستقیم جهت گیری مذهبی بر سلامت معنوی دانشجویان با میانجیگری تحمل ناراحتی(0.033-=β) می باشد که به لحاظ آماری این تاثیرات ضعیف هستند. و در گروه دانشجویان زن، مقدار ضریب بتا، اثر غیر مستقیم امید به زندگی بر سلامت معنوی دانشجویان با میانجیگری تحمل ناراحتی(0.016-=β) می باشد. همچنین اثر غیر مستقیم جهت گیری مذهبی بر سلامت معنوی دانشجویان با میانجیگری تحمل ناراحتی(0.034-=β) می باشد که به لحاظ آماری این تاثیرات ضعیف هستند.
جدول3: پایایی و روایی متغیرهای پژوهش
|
پایایی و روایی سازه |
||||||
|
متغیرها |
آلفای کرونباخ |
پایایی ترکیبی (RHO-A) |
میانگین واریانس استخراج شده (AVE) |
|||
|
مرد |
زن |
مرد |
زن |
مرد |
زن |
|
|
امید به زندگی |
0.823 |
0.763 |
0.854 |
0.792 |
0.848 |
0.807 |
|
تحمل ناراحتی |
0.881 |
0.747 |
0.989 |
0.747 |
0.802 |
0.535 |
|
جهت گیری مذهبی |
0.749 |
0.780 |
0.783 |
0.828 |
0.820 |
0.811 |
|
سلامت معنوی |
0.936 |
0.944 |
0.936 |
0.933 |
0.940 |
0.946 |
با توجه به این که مقدار مناسب برای آلفای کرونباخ0.7(Cronbach,1951)، برای پایایی ترکیبی 0.7(Nunnally, 1978) و برای AVE 0.5(Fornel, 1981) است و مطابق با یافته ها، تمامی معیارها در مورد متغیرهای پژوهش مقدار مناسبی است، و می توان مناسب بودن وضعیت پایایی و روایی همگرای مدل پژوهش حاضر را در دو گروه دانشجویان مرد و زن تایید ساخت.
جدول4: برازش مدل
|
برازش مدل |
مدل برآورد شده |
|
|
مرد |
زن |
|
|
شاخص SRMR |
0.061 |
0.078 |
|
S_ULS |
0.169 |
0.279 |
|
دی- جی |
0.206 |
0.188 |
|
کای اسکوئر |
139.074 |
121.378 |
|
ان اف ای |
0.732 |
0.868 |
دو شاخصSRMR و NFI برای ارزیابی مدل اندازه گیری و کل مدل پژوهش از اهمیت برخوردار است. در مدل حاضر ارزش عددی SRMR عدد0.061 می باشد که کوچکتر از 0.08 است، و NFI عدد0.732 است که نزدیک به 1 است که قابل قبول بودن مدل اندازه گیری را نشان می دهد.
برازش بخش ساختاری، معیار R2
چین(1998) سه مقدار 0.19، 0.33 و 0.67 را به عنوان مقدار ملاک برای مقادیر ضعیف، متوسط و قوی R2 را برای برازش مدل معرفی کرده اند. R2 معیاری است که برای متصل کردن بخش اندازه گیری و بخش ساختاری مدلسازی معادلات ساختاری بکار می رود، و نشان از تاثیری دارد که یک متغیر برون زا بر یک متغیر درون زا می گذارد. و هرچه مقدارR2 مربوط به سازه های درونزای یک مدل بیشتر باشد، نشان از برازش بهتر مدل است. هنسلر و همکاران(2009) بیان می دارند در صورتی که در یک مدل، یک سازه درون زا توسط یک یا چند سازه برون زا تحت تاثیر قرارگیرد، مقدار R2 از 0.33 به بالا، نشان از قوت رابطه ای بین آن سازه و سازه های درون زا دارد. در گروه دانشجویان مرد با عنایت به این که مقدار R2برای متغیر درون زای سلامت معنوی(0.431) می باشد، بنابراین تاثیر متغیر های امید به زندگی، جهت گیری مذهبی، تحمل ناراحتی بر سلامت معنوی قوی است. اما تاثیر متغیرهای امید به زندگی و جهت گیری مذهبی بر تحمل ناراحتی(0.047) ضعیف می باشد. در گروه دانشجویان زن با عنایت به این که مقدار R2برای متغیر درون زای سلامت معنوی(0.060)، و برای متغیر تحمل ناراحتی(0.052) می باشد، بنابراین تاثیر متغیر های امید به زندگی، جهت گیری مذهبی، بر سلامت معنوی و تحمل ضعیف است.
بررسی نقش متغیر تعدیلگر جنسیت در متغیرهای پژوهش
در این پژوهش، به منظور بررسی نقش متغیر تعدیلگر کیفی(جنسیت) از فرمول تحلیل گروهی هنسلر[30](2012) به شرح ذیل استفاده شده است:
در فرمول فوق، ضریب بار عاملی(R1) مربوط به دانشجویان مرد، و ضریب بار عاملی(R2) مربوط به دانشجویان زن می باشد. همچنین تعداد نمونه آماری(n1) مربوط به دانشجویان مرد، و تعداد نمونه آماری(n2) مربوط به دانشجویان زن است، و خطای استاندارد(s1) مربوط به دانشجویان مرد، و خطای استاندارد(s2) مربوط به دانشجویان زن است. و مقدار t عدد معناداری برای تاثیر تعدیلگر جنسیت می باشد. و زمانی به لحاظ آماری معنادار است، یا بعبارتی باعث تعدیل(قوی و یا ضعیف) می شود که مساوی و یا بزرگتر از 1.96 t= باشد.
جدول5: ضرایب مسیر(بتا) اثر مستقیم و غیر مستقیم بین متغیرهای پژوهش
|
اثر متغیرهای پژوهش بر یکدیگر |
ضریب بتا(β) |
تفاوت ضریب بتا(β) |
t تعدیلگر جنسیت |
نتیجه متغیر جنسیت |
||
|
مرد |
زن |
|||||
|
اثر مستقیم |
امید به زندگی--> سلامت معنوی |
0.387 |
0.172- |
0.559 |
1.05 |
نقش تعدیلگر ندارند |
|
جهت گیری مذهبی --> سلامت معنوی |
0.409 |
0.031- |
0.440 |
0.827 |
نقش تعدیلگر ندارند |
|
|
امید به زندگی--> تحمل ناراحتی |
0.185- |
0.104- |
0.289- |
0.543 |
نقش تعدیلگر ندارند |
|
|
تحمل ناراحتی --> سلامت معنوی |
0.204- |
0.156 |
0.360- |
0.676 |
نقش تعدیلگر ندارند |
|
|
جهت گیری مذهبی --> تحمل ناراحتی |
0.161 |
0.217- |
0.375 |
0.704 |
نقش تعدیلگر ندارند |
|
|
اثر غیر مستقیم |
امید به زندگی--> تحمل ناراحتی --> سلامت معنوی |
0.038 |
0.016- |
0.054 |
0.101 |
نقش تعدیلگر ندارند |
|
جهت گیری مذهبی --> تحمل ناراحتی --> سلامت معنوی |
0.033- |
0.034- |
0.001 |
0.002 |
نقش تعدیلگر ندارند |
|
با توجه به نتایج جدول فوق، مقدارt برای اثر مستقیم کلیه متغیرهای پژوهش، کوچکتر 1.96 بدست آمده است. بنابراین می توان نتیجه گرفت که در سطح اطمینان 95% متغیر جنسیت، تفاوت معناداری در اثر مستقیم بین متغیرهای پژوهش ایفا نمی کند، و متغیر جنسیت نقش تعدیل کننده(قوی یا ضعیف) ندارد. یا بعبارتی در دو گروه زن و مرد تفاوت معناداری در خصوص تاثیرگذاری این آیتم های روانشناسی وجود ندارد. همچنین با توجه به نتایج جدول فوق، مقدارt برای اثر غیرمستقیم کلیه متغیرهای پژوهش، کوچکتر 1.96 بدست آمده است. بنابراین می توان نتیجه گرفت که در سطح اطمینان 95% متغیر جنسیت، تفاوت معناداری در اثر غیر مستقیم بین متغیرهای پژوهش ایفا نمی کند، و متغیر جنسیت نقش تعدیل کننده(قوی یا ضعیف) ندارد. یا بعبارتی در دو گروه زن و مرد تفاوت معناداری در خصوص تاثیرگذاری این آیتم های روانشناسی وجود ندارد.
پاسخ به فرضیات پژوهش
جدول6: پاسخ فرضیات پژوهش
|
ردیف |
فرضیات پژوهش |
ضریب بتا(β) |
تفاوت ضریب بتا(β) |
t تعدیلگر جنسیت |
نتیجه متغیر تعدیلگر جنسیت (با اطمینان95%) |
||
|
دانشجویان مرد |
دانشجویان زن |
||||||
|
فرضیه اول |
اثر مستقیم امید به زندگی بر سلامت معنوی، در بین دانشجویان (مرد و زن) تفاوت معناداری دارد. |
0.387 |
0.172- |
0.559 |
1.05 |
تفاوت معنادار ندارد (رد فرضیه) |
|
|
فرضیه دوم |
اثر مستقیم جهت گیری مذهبی بر سلامت معنوی در بین دانشجویان (مرد و زن) تفاوت معناداری دارد. |
0.409 |
0.031- |
0.440 |
0.827 |
تفاوت معنادار ندارد (رد فرضیه) |
|
|
فرضیه سوم |
اثر غیر مستقیم امید به زندگی بر سلامت معنوی، در بین دانشجویان(مرد و زن) با میانجیگری تحمل ناراحتی تفاوت معناداری دارد. |
0.038 |
0.016- |
0.054 |
0.101 |
تفاوت معنادار ندارد (رد فرضیه) |
|
|
فرضیه چهارم |
اثر غیر مستقیم جهت گیری مذهبی بر سلامت معنوی، در بین دانشجویان(مرد و زن) با میانجیگری تحمل ناراحتی تفاوت معناداری دارد. |
0.033- |
0.034- |
0.001 |
0.002 |
تفاوت معنادار ندارد (رد فرضیه) |
|
با توجه به نتایج جدول فوق، مقدارt برای اثر مستقیم و اثر غیر مستقیم کلیه فرضیه های پژوهش، کوچکتر از مقدار(1.96=t) بدست آمده است. بنابراین می توان نتیجه گرفت که متغیر جنسیت، تفاوت معناداری در اثر مستقیم و غیر مستقیم بین متغیرهای پژوهش ایفا نمی کند، یا بعبارتی متغیر جنسیت نقش تعدیل کننده(قوی یا ضعیف) ندارد. و فرضیه های فرعی پژوهش با اطمینان95% رد می شود.
با عنایت به این که در گروه دانشجویان(مرد) مقدار R2برای متغیر سلامت معنوی (0.431) می باشد، بنابراین تاثیر متغیر های امید به زندگی، جهت گیری مذهبی، تحمل ناراحتی بر سلامت معنوی قوی است، و در گروه دانشجویان زن مقدار R2برای متغیر سلامت معنوی(0.060) می باشد، که تاثیر متغیرهای امید به زندگی و جهت گیری مذهبی، تحمل ناراحتی بر سلامت معنوی در گروه زنان در حد قابل قبول است. ضمنا در گروه دانشجویان مرد مقدارSRMR عدد0.061 ، و در گروه دانشجویان زن عدد0.078 که کمتر از 0.08 است. همچنین مقدارNFI در دانشجویان مرد عدد0.732 و در دانشجویان زن عدد 0.568 بدست آمده که نزدیک به 1 است، که قابل قبول بودن مدل اندازه گیری را نشان می دهد بنابراین فرضیه پژوهش مبنی بر این که" مدل جهت گیری مذهبی و امید به زندگی با میانجیگری تحمل ناراحتی و نقش تعدیلگر جنسیت بر سلامت معنوی دانشجویان از برازش مناسبی برخوردار است" با اطمینان 95% پذیرفته می شود.
بحث و نتیجه گیری
در تبیین نظری امید به زندگی، مطالعات نشان می دهد امید به زندگی به عنوان عاملی شناختی می تواند به افراد در رسیدن به موفقیت نقش یاری دهنده داشته باشد (پایکسو و همکاران، ۲۰۲۰). این سازه نشان دهنده قابلیت و توانایی ادراکی برای ایجاد مسیرها و روشهای مختلف جهت دستیابی به هدفها نیازها و خواسته ها است (مک نامارا همکاران ۲۰۲۳). و می تواند به عنوان یک راهبرد مقابله ای در برابر رویدادهای تنش زای زندگی عمل و سبب افزایش تاب آوری و انعطاف پذیری می شود (روگینز و همکاران، ۲۰۲۲). تقوی و همکاران (1402) در پژوهشی نشان دادند که افراد با نگرش معنوی و انجام رفتارهایی که مردم مذهبی بیشتر انجام می دهند، واقعیت های زندگی را بهتر می پذیرند و امید بیشتری به زندگی دارند که با نتایج پژوهش حاضر مطابقت دارد. قمری (۱۳9۹) در پژوهشی نشان داد که رابطه مثبت و معناداری بین دینداری و تأمین بهداشت روانی، و بهبود روحیه افراد وجود دارد. خویشتندار (1398) در پژوهشی نشان داد که میان مذهبی بودن افراد با سلامت روان، رضایت از زندگی رابطه مثبت وجود دارد که با پژوهش حاضر در یک راستا است. صحراگرد و همکاران (۱۳۹۸) در پژوهشی گزارش کردند که امید به زندگی باعث افزایش سلامت روان زنان خانه دار شد که با پژوهش حاضر همسو است.
در تبیین نظری تحمل ناراحتی، سیمونز و گاهر(2005) تحمل ناراحتی را از جمله توانایی های فردی می دانند که در شرایط دشوار و پر استرس زندگی به چالش کشیده می شود. آنان تحمل ناراحتی را توانایی فرد در تجربه و تحمل حالات هیجانی منفی تعریف کرده اند. در حقیقت، تحمل ناراحتی یک متغیر تفاوتهای فردی است که به ظرفیت تجربه و مقاومت در برابر ناراحتی هیجانی اشاره می کند و زمینه سازگاری آنها را در محیط های گوناگون مهیا سازد(کلیریگ، ۲۰۱۷). همچنین افراد با سطوح کمتر تحمل ناراحتی ممکن است در معرض پاسخ ناسازگارانه به ناراحتی و شرایط برانگیزاننده ناراحتی باشند در نتیجه این افراد ممکن است برای اجتناب از احساسهای منفی یا حالتهای آزارنده مربوط بکوشند. در مقابل افراد با سطوح بالاتر تحمل ناراحتی، ممکن است بیشتر قادر باشند که به ناراحتی و شرایط برانگیزاننده ناراحتی پاسخ انطباقی دهند (ویوجانویک و موس، ۲۰۱۸). از دیدگاه بروان و همکاران (2022) استفاده از راهبردهایی مشتمل بر رفتارهای پرخطر می تواند به علت توانایی پایین افراد در تحمل ناراحتی باشد. علاوه بر این افراد با تحمل ناراحتی پایین برای مقابله با هیجانات منفی در یک تلاش ناکارآمد درگیر بی نظمی رفتاری میشوند. و برای کنار آمدن با هیجانات منفی به برخی رفتارهای پرخطر مانند رانندگی مخاطره آمیز و مصرف مواد روی می آورند.
در تبیین نظری سلامت معنوی، الکینز، هیوگز، لیف و ساندرز (2018) معنویت را به معنای زندگی یا روشی برای «بودن» و «تجربه کردن» می دانند که با آگاهی یافتن از یک بعد غیرمادی به وجود می آید، و ارزش های قابل تشخیص آن را معین می سازد. این ارزشها به دیگران، خود، طبیعت و زندگی مربوط هستند (مک دولاند، 2020). یکی از خصوصیات ویژه هر فرد در کنار ویژگیهایی از قبیل تعهد، قدردانی، بخشش، توانایی مقابله با بحران (حل مساله)، نقشها و وظایف تعریف شده، بعد معنویت است؛ به طوری که این بعد با جنبه کلی سلامت و بهزیستی فرد در ارتباط است (مک کلوف و روئینگتون، 2019). معنویت یکی از توانمندیهای انسان است که راه های کنار آمدن و راهکار های حل مساله[31] را برای افراد فراهم می کند و به عنوان یک منبع از حمایت اجتماعی در برابر سردرگمی ها و مصیبتها احساسی از معناداری را در قلبشان ایجاد می کند (کولهارا، 2021).
پژوهش چن (۲۰23) نشان می دهد آرامش معنوی و مذهبی ممکن است حتی از سلامت جسمی و روانی مهم تر باشد. افرادی که سلامت معنوی آنها تقویت می شود به طور مؤثر می توانند با محیط خود سازگار شده و به نظم جویی هیجانی برسند و حتی مراحل بیماری خود را به خوبی بگذرانند که با نتایج پژوهش حاضر همسو است. در پژوهشی نیولین (2022) نشان می دهد سلامت معنوی می تواند روی درجه بهبودی، طرز برخورد با محیط اجتماعی اثر بگذارد. همچنین در پژوهشی بوئر (2023) نشان می دهد که سلامت معنوی سبب معنادار شدن زندگی برای فرد می شود، و از این طریق به فرد در کنار آمدن مؤثر با مشکلات کمک می کند. سلامت معنوی با نومیدی برای مرگ زودرس و عقیده به خود کشی در بیماران مراحل آخر بیماری سرطان ارتباط منفی دارد که با نتایج پژوهش حاضر همراستا است. مطالعه کالین و همکاران (2023) نشان داد که سلامت معنوی، ناامیدی و افسردگی را کاهش می دهد. در پژوهشی فرینگ میلر و شاو (2022) بیان می کند بین ایمان درونی، سلامت معنوی، امید و سایر حالات مثبت خلقی ارتباط مثبت وجود دارد که با نتایج پژوهش حاضر مطابقت دارد. نوروم و همکاران (2021) در مطالعه خود در نروژ دریافتند که ایمان ارتباط مثبتی با کیفیت زندگی و سلامت معنوی داشته است. همچنین این مطالعه نشان داد که سلامت معنوی در زنان به عنوان هسته اصلی انگیزش در زندگی آنان مطرح است. در پژوهشی مک کلاین (2021) نشان داد که سلامت معنوی اثر قوی بر ناامیدی پایان زندگی در بیماران مبتلا به سرطان دارد که با پژوهش حاضر مطابقت دارد.
در تبیین جهت گیری مذهبی، آلپورت(1968) مذهب را به عنوان فلسفه وحدت بخش زندگی، آن را یکی از عوامل مهم برای سلامت روان دانسته است. همچنین بر اهمیت رابطه بین مذهب درونی و سلامت روانی تأکید ورزیده و اعتقاد دارد که جهت گیری مذهبی درونی برخلاف جهت گیری مذهبی بیرونی موجب سلامت روانی می شود (خوانین زاده و همکاران، 1398). الوین (۲۰۲۱) در پژوهشی نشان داد که جهت گیری مذهبی در گسترش روابط و به عنوان ابزاری روانی برای مقابله و تطابق با موضوعات مرتبط با رضایت از زندگی حایز اهمیت و اغلب به عنوان پیش بینی کننده قوی سلامت، شادمانی و رضایتمندی از زندگی معرفی می شود و عامل بزرگی در ایجاد امنیت جسمانی شناختی و هیجانی محسوب می شود. همچنین پژوهش های فراوانی نشان داده اند که مذهب دارای یک ارتباط مثبت با سلامت معنوی است و افراد با جهت گیری مذهبی درونی به دین و دینداری به یک عامل اصلی برای احساس معنا در زندگی رسیده اند. از جمله این پژوهش ها می توان به پژوهش مک فارلند اشاره کرد که به این نتیجه رسید افرادی که به مراسم مذهبی مقید هستند، سلامت معنوی بالاتری دارند (مک فارلند[32]، ۲۰۱۹). و افراد با جهت گیری مذهبی درونی نسبت به افرادی که جهت گیری بیرونی دارند از سلامت معنوی بالاتری برخوردارند (المر، مک دونالد و فریدمن [33]، ۲۰۲۳). از سوی دیگر، پژوهش ها انجام شده نشان می دهد که ارتباط مهمی بین معنویت، جهت گیری مذهبی و عملکرد روحی- روانی افراد در زندگی وجود دارد. برخی از پژوهش ها بیانگر آن هستند که اموری همچون باورهای مثبت، احساس آرامش و قدرت حاصل از مذهب، مراقبه و نیایش می توانند در سلامت، و احساس خوب بودن، و امیدواری نقش مهمی داشته باشند (امیدواری، 1400) که با نتایج پژوهش حاضر همراستا است.
لذا بر اساس نتایج پژوهش پیشنهادها به شرح ذیل می باشند: 1- دوره های آموزشی حین تحصیل برای دانشجویان در خصوص تحمل ناراحتی، امید به زندگی، جهت گیری مذهبی و سلامت معنوی برگزار گردد. بسیاری از دانشجویان به این مهارت های زندگی نیازمندند. 2- مراکز آموزشی متعلق به شهرداری ها، فرهنگسراها و مراکز مشاوره، دوره های آموزشی برای خانواده ها، کارمندان سازمان ها، ادارات و شرکت ها در خصوص تحمل ناراحتی، امید به زندگی، جهت گیری مذهبی و سلامت معنوی برگزار نمایند. 3- دانشگاه ها دوره هایی در قالب واحد های درسی در خصوص تنظیم هیجانی، تحمل ناراحتی، امید به زندگی، جهت گیری مذهبی و سلامت معنوی ارائه دهند. همچنین محدودیت این پژوهش ناشی از عدم تعمیم یافته ها به سایر گروه ها است
[1] Mcsherry
[2] Ribaudo & Takahashi
[3] Hifield
[4] Fernsler, Klemm & Miller
[5] Lin
[6] Kermy & Mont
[7] Romero
[8] Mac Farland
[9] Elmer, MacDonald & Friedman
[10] Fringe & miler& show
[11] Park
[12] Celeirigh& Ironson & Smiths
[13] Bouta
[14] Halpin
[15] Ebright & Lyon
[16] Chen
[17] Bauer
[18] Newlin
[19] Colleen et all
[20] Elmer, MacDonald & Friedman
[21] Fringe & miler& show
[22] McClain, Rosenfeld & Breitbart
[23] Vanden Hout et al
[24] Ll et al
[25] Elisun
[26] Allport & Ross
[27] Schneider et al
[28] Simmons and Gahr
[29] Hensler
[30]Hensler
[31] Problem solving
[32] Mac Farland
[33] Elmer, MacDonald & Friedman
)