مجله دانشگاه علوم پزشکی قم

مقدمه

سرطان پستان رایج‌ترین بیماری در میان زنان جهان محسوب می‌شود (1). در ایران سن ابتلا به این سرطان در زنان ایرانی در مقایسه با زنان غربی ده سال کمتر و نرخ وقوع سرطان پستان زنان، 22 نفر در میان 100 هزار جمعیت و نرخ شیوع آن 120 نفر به ازای هر 100 هزار نفر است (3، 2). بسیاری از این بیماران از ناراحتی‌های روان‌شناختی مانند اضطراب، افسردگی و ترس از عود رنج می‌برند که بر رفتارهای مقابله‌ای آن‌ها اثر می‌گذارد (6-4).

مقابله به‌عنوان فرایند پاسخ‌دادن به یک عامل استرس‌زا تعریف می‌شود (7). برخی مطالعات نشان داده‌اند استرس رابطه نزدیکی با پیگیری اهداف یا پیشگیری از تهدیدات دارد و واکنش‌های افراد برای مقابله با تهدیدات و عوامل استرس‌زا ازجمله عوامل تعیین‌کننده کلیدی برای بهزیستی روان‌شناختی محسوب می‌شود (8). سرطان یکی از زمینه‌های استرس‌زا شناخته می‌شود که غلبه بر عوارض ناشی از آن ازجمله نیازهای مهم بیمار تلقی می‌شود (9)؛ بنابراین، ارزیابی روایی و پایایی شیوه‌های مقابله‌ای بیماران اهمیت دارد.

چندین مقیاس خودگزارشیِ واکنش‌های مقابله‌ای طراحی شده است و در دسترس قرار گرفته‌اند؛ ازجمله پرسش‌نامه شیوه‌های مقابله (WCQ) (10)، جهت‌گیری مقابله‌ای نسبت به مشکلات تجربه‌شده (COPE) (11)، فهرست چندبعدی مقابله (MCI) (7) و فهرست مقابله برای موقعیت‌های استرس‌زا (CISS) (12). همه این مقیاس‌ها در ارزیابی رویکردها و رفتارهای مقابله‌ای به‌ویژه دو سبک کلی مسئله‌مدار و هیجان‌مدار، روایی و پایایی مطلوبی داشته‌اند. بااین‌حال، یکی از معایب احتمالی این مقیاس‌ها این است که شامل 48 تا 66 گویه می‌شوند که کارایی آن‌ها را در پروتکل‌های تحقیقاتی طولانی در شرایط بالینی محدود می‌کند.

Carver (13) در سال 1997 برای رفع این نقص، مقیاس فرم کوتاه مقابله (Brief COPE) را ارائه داد که نسخه خلاصه‌شده مقیاس مقابله (COPE) بود. مقیاس فرم کوتاه مقابله، 14 واکنش مقابله‌ای را که با مبنای نظری شناسایی شده بودند، در 28 گویه ارزیابی می‌کند که عبارت‌اند از: خودمشغول‌سازی (Self-Distraction)، مقابله فعال (Active Coping)، انکار (Denial)، مصرف مواد (Substance Use)، استفاده از پشتیبانی عاطفی (Use of Emotional Support)، استفاده از پشتیبانی ابزاری (Use of Instrumental Support)، کناره‌گیری (Withdrawal)، تخلیه (کلامی) (Venting)، چارچوب‌بندی مثبت (Positive Reframing)، برنامه‌ریزی (Planning)، شوخ‌طبعی (Humor)، پذیرش (Acceptance)، مقابله مذهبی (Cope Religion) و خودسرزنشی (Self-Blame).

باوجوداین، مطالعات جدید روی جمعیت‌های بالینی مختلف نشان می‌دهند مقیاس فرم کوتاه مقابله ساختار عاملی متفاوتی دارد (13)؛ به‌طور مثال، در بیماران سرطانی و مراقبان آن‌ها، این مقیاس از چهار عامل تشکیل شده که شامل حمایت اجتماعی، حل مسئله، خودداری و تفکر مثبت است (14). همچنین در بیماران مبتلا به بیماری لاعلاج کبدی و سرطان معده-روده، 7 زیرمقیاس به‌دست آمده است که در یک تحلیل عاملی مرتبه بالا به دو عامل کاهش می‌یابد: فعال‌بودن، حمایت عاطفی، بازسازی مثبت، پذیرفتن در یک عامل، انکار و سرزنش خود در عامل دوم (15). همچنین در افراد مبتلا به HIV، یک ساختار عاملی شش‌بعدی استخراج شده است (16).

پیش‌تر آقایوسفی (17) این مقیاس را در جمعیت دارای اختلال استرس پس از سانحه استفاده کرده بود و اشک‌تراب و دیگران (18) آن را روی همسران بیماران دیالیزی هنجاریابی کردند. ازآنجاکه کاربرد این مقیاس در جمعیت بیماران مزمن، به‌ویژه بیماران سرطان پستان، یک ضرورت برای درک کارکرد سبک‌های مقابله‌ای بیماران و طراحی مداخلات مناسب است، شناسایی ساختار عاملی این ابزار به افزایش دقت در اندازه‌گیری‌های آتی منجر خواهد شد. درنتیجه هدف از پژوهش حاضر بررسی ساختار عاملی مقیاس فرم کوتاه مقابله در میان نمونه‌ای از زنان ایرانی مبتلا به سرطان پستان است.

روش بررسی

جامعه این مطالعه را زنان ایرانی مبتلا به سرطان پستان و ساکن تهران تشکیل دادند. نمونه مطالعه شامل 224 زن مبتلا به سرطان پستان بود که از مهر تا آذر 1393 در سه مرکز درمان سرطان در تهران پذیرش شده بودند. معیارهای ورود شامل رضایت برای شرکت در مطالعه، توانایی برقراری ارتباط به زبان فارسی، تشخیص قطعی سرطان پستان و سن بالای 18 سال بود. درصورتی‌که بیماران سابقه بستری به‌دلیل اختلال روان‌پزشکی داشتند یا به متاستاز مغزی مبتلا بودند، از مطالعه خارج می‌شدند. پژوهش حاضر از رساله دکتری نویسنده اول در رشته روان‌شناسی سلامت دانشگاه آزاد اسلامی کرج گرفته شده است. این مطالعه بخشی از طرح پایان‌نامه مشترکی است که از نظر علمی و اخلاقی در گروه بهداشت و ارتقای سلامت دانشگاه علوم پزشکی تهران، به شماره 6049 در سال 1393 تصویب شده است. همه مسائل اخلاقی بر اساس اصول بیانیه هلسینکی رعایت شدند. شرکت در این مطالعه داوطلبانه بود. همچنین از تمام بیماران قبل از اجرای پرسش‌نامه رضایت نامه کتبی گرفته شد.

اطلاعات بالینی و اجتماعی-جمعیت‌شناسی شامل سن، وضعیت تأهل، تحصیلات، وضعیت شغلی، وجود بیماری‌های دیگر، مدت زمان تشخیص سرطان پستان و نوع درمان به استفاده از چک‌لیست به‌صورت خودگزارشی از بیماران گرفته شد.

مقیاس فرم کوتاه مقابله، نسخه خلاصه‌شده مقیاس مقابله است که Carver در سال 1997 ارائه داد (13). در مقیاس فرم کوتاه مقابله، 14 واکنش مقابله‌ای بنابر نظریه تفکیک شده‌اند که عبارت‌اند از: خودمشغول‌سازی، مقابله فعال، انکار، مصرف مواد، استفاده از پشتیبانی عاطفی، استفاده از پشتیبانی ابزاری، کناره‌گیری، تخلیه (کلامی)، چارچوب‌بندی مثبت، برنامه‌ریزی، شوخ‌طبعی، پذیرش، مقابله مذهبی و خودسرزنشی. هر زیرمقیاس دو گویه دارد و کل مقیاس شامل 28 گویه است. در هر یک از گویه‌ها پاسخ‌دهندگان مشخص می‌کنند که آیا از واکنش مقابله‌ای بر اساس مقیاس چهار درجه‌ای لیکرت استفاده کرده‌اند یا خیر (اصلاً این کار را انجام نداده‌ام: امتیاز 1، کمی این کار را انجام داده‌ام: امتیاز 2، به طور نسبی این کار را انجام داده‌ام: امتیاز 3 و این کار را بسیار انجام داده‌ام: امتیاز 4) (13). آقایوسفی پیش‌تر این ابزار را ترجمه کرده بود، اما گزارشی از هنجاریابی آن ارائه نشده است (17).

برای تحلیل داده‌ها از نرم افزارSPSS نسخه 24 استفاده شد همسانی درونی برای SQR، با استفاده از همبستگی‌های درونی آیتم (گویه) و آلفای کرونباخ تعیین شد (19، 20). روایی سازه با استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی و تحلیل مؤلفه‌های اصلی (PCA) با چرخش واریماکس ارزیابی شد. از شاخص کاسیر ـ میر ـ اولکین (KMO) و آزمون کرویت بارتلت به‌ترتیب برای ارزیابی کفایت حجم نمونه و ماتریس همبستگی غیرصفر استفاده شد. مقادیر ویژه بیشتر از 1 برای تعیین تعداد عوامل استفاده شدند. بار عاملی برابر یا بزرگ‌تر از 4/0 مناسب در نظر گرفته و نمودار سنگ‌ریزه برای پیشنهاد عامل‌بندی مجدد به کار گرفته شد.

یافته‌ها

در مطالعه حاضر داده‌های یک شرکت‌کننده به‌دلیل نقص در پرسش‌نامه مقیاس فرم کوتاه مقابله از فرایند تجزیه‌وتحلیل حذف شد. داده‌ها حاکی از آن هستند که میانگین سنی بیماران
10/9 ±10/47 سال بود. بیشتر شرکت‌کنندگان متأهل (2/81 درصد)، با تحصیلات زیردیپلم (7/77 درصد) و خانه‌دار (4/83 درصد) بودند. بیش از نیمی از شرکت‌کنندگان شیمی درمانی شده (4/61 درصد) و تحت ماستکتومی (Mastectomy) قرار گرفته بودند (70 درصد). اطلاعات مربوط به ویژگی‌های بالینی و جمعیت‌شناسی 223 بیمار در جدول 1 ارائه شده است.

جدول شماره 1: اطلاعات بالینی و جمعیت‌شناسی ـ اجتماعی (تعداد: 223 نفر)

مقدار KMO برابر با 731/0 به‌دست آمد و مجذورکای تقریبی آزمون کرویت بارتلت برابر با 699/1531 با درجه آزادی 378 معنادار بود (001/0>P). این نتایج نشان‌دهنده کفایت حجم نمونه و وجود همبستگی بین متغیرها برای انجام تحلیل مؤلفه‌های اصلی است. تحلیل مؤلفه‌های اصلی 9 عامل را با مقادیر ویژه 910/4 تا 017/1 استخراج کرد که روی هم 6/61 درصد از واریانس کل را تبیین کردند. جدول 2 این 9 عامل را با گویه‌های بارگذاری‌شده و بارهای عاملی متناظر هر عامل نشان می‌دهد. بنابر جدول 2، فقط مقابله مذهبی، انکار و شوخ طبعی به‌وضوح به‌صورت مؤلفه‌های مجزا توسط گویه‌های اصلی‌شان استخراج شدند.

از سوی دیگر، گویه bc1 «خودمشغول‌سازی: به سر کار برگشتم یا مشغول فعالیت‌های دیگری شدم تا ذهنم را به چیزهای دیگر

نمودار شماره 1: نمودار سنگ‌ریزه

مشغول کنم»، با مقابله فعال ترکیب شد. همچنین گویه bc7 «مقابله فعال: فعالیتی را در پیش گرفتم تا باعث بهترشدن موفقیت شود» با بار عاملی زیر حد مجاز بارگذاری شد (بار عاملی برابر با 31/0). نقض معیار بار عاملی در گویه bc25 نیز مشاهده شد: «برنامه‌ریزی: من به‌شدت مشغول فکرکردن درباره مراحلی بودم که باید طی می‌کردم» (بار عاملی 33/0). همچنین گویه bc15 «استفاده از حمایت عاطفی: احساس راحتی پیدا کردم از اینکه کسی هست تا مرا درک کند» با بار عاملی قوی‌تری روی مقابله پذیرش بارگذاری شد و گویه دیگر خودمشغول‌سازی (bc19) «مشغول کاری می‌شدم تا کمتر به آن فکر کنم؛ مثل رفتن به سینما، تماشای تلویزیون، مطالعه‌کردن، خیال‌پردازی، خوابیدن یا خرید» روی عاملی متشکل از برنامه‌ریزی و چارچوب‌بندی مثبت بارگذاری شد.

همان‌طور که نمودار سنگ‌ریزه نشان می‌دهد، زانوی نمودار 1 ساختار دو یا سه‌ عاملی را پیشنهاد می‌دهد. کاوش روی این دو پیشنهاد نشان داد ساختار دوعاملی تفسیرپذیری بهتری دارد که

شکل شماره 1: نمودار مؤلفه‌ها در ساختار دوعاملی مرتبه ‌بالای مقیاس کوتاه مقابله

با استراتژی‌های مقابله کارآمد (Functional) و ناکارآمد (Dysfunctional) همخوان هستند (13). همان‌طور که نمودار مؤلفه‌ها در شکل 1 نشان می‌دهد، گویه‌ها دو خوشه را در فضای چرخش‌یافته تشکیل دادند که یک ساختار دوعاملی را تبیین می‌کند.

نتایج بارهای عاملی در جدول 3 گزارش شده است. بنابر جدول 3،

گویه‌های خودمشغول‌سازی در اولین عامل معادل مقابله کارآمد بارگذاری شدند که مقابله فعال، استفاده از پشتیبانی عاطفی، استفاده از پشتیبانی ابزاری، چارچوب‌بندی مثبت، برنامه‌ریزی، پذیرش و مقابله مذهبی را دربر می‌گرفت. شوخ‌طبعی نتایج متعارضی را با بارهای عاملی ضعیف در هر دو مؤلفه نشان داد. سایر راهبردهای مقابله‌ای شامل انکار، مصرف مواد، کناره‌گیری، تخلیه کلامی و خودسرزنشی دومین عامل را معادل با مقابله ناکارآمد تشکیل دادند. بااین‌حال، گویه‌های مرتبط با انکار (گویه 3 و 8)، مصرف مواد (گویه 4) و تخلیه کلامی (گویه 21) با بار عاملی کمتر از حد معیار بازگذاری شدند. از نظر همسانی درونی، فقط مقابله فعال (54/0)، استفاده از حمایت ابزاری (68/0)، چارچوب‌بندی مثبت (62/0)، پذیرش (57/0)، مقابله مذهبی ( (56/0)، شوخ‌طبعی (65/0)، انکار (58/0)، مصرف مواد (50/0) و خودسرزنشی (69/0) به سطح مدنظر Carver برابر با 50/0 برای عامل‌های دارای دو گویه رسید (13). در مجموع، همسانی درونی برای مقابله کارآمد 83/0 در سطح مطلوب و برای مقابله ناکارآمد 61/0 و کمتر از معیار متداول 70/0 برای مقیاس‌های چندگویه‌ای به‌دست آمد.

بحث

هدف این مطالعه ارزیابی ساختار عاملی مقیاس فرم کوتاه مقابله (13) در میان نمونه‌ای از زنان ایرانی مبتلا به سرطان پستان بوده است. نتایج مطالعه با چارچوب اصلی این مقیاس ناهمسان بود. بر اساس نتایج تحلیل مؤلفه‌های اصلی، مقیاس فرم کوتاه مقابله به جای 14 عامل، از 9 عامل تشکیل شد. سایر مطالعات در میان بیماران سرطانی فرانسوی و مراقبان آن‌ها (14)، 4 خرده‌مقیاس را در میان افراد استخراج کردند. مطالعات چینی در میان افراد مبتلا به HIV نیز تنها 6 عامل را استخراج کردند (16). مطالعه ایرانی دیگری گزارش داده است مقیاس فرم کوتاه مقابله اصلی با 14 خرده‌مقیاس ممکن است با داده‌های همسران بیماران همودیالیزی انطباق یابد (18). در مطالعه ما نیز تنها مقابله‌های پذیرش و مقابله مذهبی توانستند به‌وضوح یک عامل معتبر را تشکیل دهند. علاوه‌براین، مشخص شد شوخ‌طبعی فقط در ساختار 9 عاملی به‌شکل یک مقیاس مستقل استخراج شد و در ساختار دوعاملی نتوانست بنابر دسته‌بندی Carver (13)، جزئی از مقابله‌های کارآمد بارگذاری شود.

ترکیب بعضی از راهبردهای مقابله‌ای موجب کاهش ساختار عاملی مقیاس کوتاه مقابله شد. چارچوب‌بندی مثبت و برنامه‌ریزی که در اولین عامل با یکدیگر ترکیب شدند، توانستند 5/17 درصد از واریانس کلی را تبیین کنند. در این عامل یکی از گویه‌های خودمشغول‌سازی نیز بار عامل معتبر بارگذاری شد. این گویه به استفاده از فیلم‌ها، برنامه‌های تلویزیونی، مطالعه، خیال‌پردازی، خوابیدن و خرید به‌عنوان راهی برای پرت‌کردن حواس از فشار یک واقعه استرس‌زا اشاره می‌کرد.

می‌توان پیشنهاد داد سرگرم‌شدن به این فعالیت‌های سرگرم‌کننده در زندگی روزمره با تلاش بیماران برای فکرکردن و توجه به یک چشم‌‌انداز مثبت نسبت‌ به موقعیت‌شان در ارتباط است. شاید دلیل این موضوع این باشد که فعالیت‌های تفریحی برای مقابله با مشکلات پیش روی بیماران مهم هستند و به بیماران کمک می‌کنند فضایی را برای تفکر مثبت‌تر، برنامه‌ریزی و یافتن راه‌حل‌های مناسب فراهم کنند (21). مطالعات آتی می‌توانند فعالیت‌های تفریحی را در زندگی روزمره زنان ایرانی مبتلا به سرطان پستان بررسی و کاوش کنند که این فعالیت‌های خودمشغول‌ساز چگونه ممکن است در ارتقای مقابله با مسائل استرس‌زا نقش ایفا کنند.

علاوه‌براین، استفاده از هر دو دسته حمایت‌های عاطفی و ابزاری در دومین عامل توانست 9 درصد از واریانس کلی را توجیه کند. ترکیب تلاش‌های بیماران برای به‌دست‌آوردن پشتیبانی عاطفی و ابزاری در یک عامل ممکن است به دلیل ماهیت تعامل بیماران سرطانی با حامیانشان در بستر بیماری مزمن سرطان باشد. نیازهای بیماران زن برای پشتیبانی ابزاری احتمالاً باعث می‌شود در جست‌وجوی حمایت و پشتیبانی عاطفی نیز باشند و بالعکس. مطالعات نیز نشان می‌دهند زنان مبتلا به سرطان پستان تعامل عاطفی‌تری با حامیان خود (مثلاً همسرشان) دارند (22). به‌ بیان دیگر، گرفتن حمایت و پشتیبانی از دیگران به‌طورکلی تلاش منسجمِ حمایت‌طلبی را نشان می‌دهد که ممکن است برای دریافت عواطف حمایتگرانه یا حل مسئله ابزاری باشد.

سومین عامل از مصرف مواد و کناره‌گیری تشکیل شد که 7 درصد از واریانس کلی را تبیین کرد. همچنین مقیاس‌های تخلیه کلامی و خودسرزنشی روی عامل چهارم بارگذاری شدند. ترکیب زوجی این راهبردهای مقابله‌ای احتمالاً به دلیل ارتباط تنگاتنگ بین به‌کارگیری هر یک از آن‌ها برای کسب مزایای راهبرد دیگر است؛ بدین معنی که عقب‌نشینی از رویارویی با موقعیت ممکن است در کسانی بیشتر روی دهد که با مصرف مواد، به‌ویژه دخانیات، سعی در مقابله با مسائل دارند. همچنین در تخلیه کلامی به‌عنوان یکی از راه‌های صحبت‌کردن درباره احساسات منفی، ممکن است دیالوگ‌های خودسرزنش‌گر بیشتری انجام شود. به‌عبارت‌دیگر، هر یک از این زوج راهبردها در یک شبکه رفتاری به‌هم‌پیوسته رخ می‌دهند.

در مطالعات قبلی نشان داد شد زنانی که خود را به دلیل سرطان سرزنش می‌کنند و این سرزنش را به ویژگی‌های شخصیتی خودشان ربط می‌دهند، در مقایسه با زنانی که خودسرزنشی شخصیت‌محور دارند، استرس و تنش طولانی‌تری را تجربه می‌کنند (23). می‌توان پیشنهاد داد که تخلیه‌کردن احساسات منفی نسبت به موقعیت به‌راحتی با سرزنش‌کردن خود بیمار همراه می‌شود و نه‌تنها نوعی مقابله ناکارآمد را رقم می‌زند، بلکه به‌عنوان یک عامل حفظ‌کننده برای تنش موقعیت عمل می‌کند. این موضوع در زمینه کناره‌گیری و مصرف مواد نیز صدق می‌کند. درنتیجه شکل‌گیری این دو زوج عامل در ساختار عاملی مقیاس کوتاه مقابله، نه‌تنها با مطالعات پیشین، بلکه با شهود و تجربه عام نیز هم‌راستا است.

سرانجام خودمشغول‌سازی و مقابله فعال عامل یکپارچه‌ای را تشکیل دادند که 8/4 درصد از واریانس کلی را تبیین کرد. در این عامل، گویه دوم خودمشغول‌سازی بارگذاری شد که با «برگشتن به سرکار یا مشغول‌شدن به فعالیت‌های دیگر برای رهایی از فشار فکری» مرتبط بود. همان‌طور که در تلفیق خودمشغول‌سازی به‌شکل سرگرمی‌ها با چارچوب‌بندی مثبت و برنامه‌ریزی ذکر شد، اینجا نیز شاهدیم که خودمشغول‌سازی به‌شکل رفتن به سراغ کارهای (مولد) دیگر می‌تواند در قالب سبکی فعال برای کنارآمدن با مسائل استرس‌زا عمل کند. در تحلیل عاملی بعدی نیز نشان داده شد خودمشغول‌سازی روی عامل مرتبه بالاتر مقابله‌ کارآمد بارگذاری شد.

قرارگرفتن مقابله خودمشغول‌سازی در میان راهبردهای کارآمد در زنان ایرانی دارای سرطان پستان نیازمند مطالعات دیگری است تا نقش این نوع راهبرد کنارآمدن با استرس را در بستر این بیماری مزمن بهتر بشناسیم. مطالعات آتی می‌توانند به این پرسش پاسخ دهند که شیوه رهایی از فشار موقعیت به‌شکل مشغول‌شدن به سرگرمی یا امور مولد دیگر، چگونه می‌تواند به‌عنوان یکی از راه‌های فعال برای حل مسئله در جمعیت مبتلا به سرطان پستان عمل کند. در پاسخ به این سؤال می‌توان گفت که شاید مشکل اصلی، پریشانی ناشی از موقعیت است که می‌توان آن را با رویکرد فعالانه به شکل بهره‌بردن از زمان به‌صورت کارآمد نیز مدیریت کرد.

درنهایت، با توجه به اینکه Carver (13) در اعتبارسنجی مقیاس کوتاه مقابله اشاره می‌کند که همسانی درونی 50/0 برای مقیاس‌های دارای دو گویه کافی است، برخی از مقیاس‌های نظری در این مطالعه به این حد نرسیدند که شامل تخلیه کلامی، کناره‌گیری، برنامه‌ریزی، استفاده از حمایت عاطفی و خودمشغول‌سازی بود. بااین‌وجود، زیرمقیاس‌های اکتشاف‌شده در این مطالعه همگی همسانی درونی معتبری داشتند که کمترین آن‌ها شامل مصرف مواد و کناره‌گیری با آلفای 54/0 و بیشترین شامل استفاده از پشتیبانی با آلفای 72/0 بود. همسانی درونی در مطالعات دیگر روی همسران بیماران دیالیزی (18) در جمعیت ایرانی مشکل‌زا نبود. این کاهش در همسانی درونی مقیاس‌های نظری در برابر عامل‌های اکتشافی نشان می‌دهد مطالعات آتی باید نسبت به پایایی این ابزار حساس باشند؛ چراکه شرط روایی سنجش هر پدیده به پایایی آن سازه منوط است.

این مطالعه محدودیت‌هایی داشت که تفسیر نتایج آن را با احتیاط همراه می‌کند. این یافته‌ها باید در جمعیت متفاوت بیماران مزمن، به‌خصوص مردان نیز مجدد بررسی شود. همچنین نتایج پژوهش حاضر ممکن است تحت تأثیر ویژگی‌های نمونه که بیشتر تحصیلات زیردیپلم داشتند، قرار گرفته باشد. همچنین پرسش‌نامه به شکل خودگزارشی اجرا شد که ماهیت ذهنی (Subjective) آن ممکن است واقعیت رفتار بیماران را اندازه‌گیری نکند و موجب سوگیری در پاسخ بیماران شود. همچنین برخی از سؤالات پرسش‌نامه مانند مصرف مواد ممکن است از رفتارهای شایع جامعه هدف مطالعه نباشد؛ لذا مطالعات آتی می‌توانند به بررسی عمیق‌تر استفاده از این راهبردهای خاص در جمعیت بیماران سرطان پستان بپردازند. این موضوع در زمینه مقابله شوخ‌طبعی نیز صادق است و مرز فرهنگی شوخ‌طبعی و تمسخر ممکن است موجب سوگیری در پاسخ شرکت‌کنندگان شده باشد.

ازآنجاکه در این مطالعه از روش تحلیل عاملی اکتشافی برای استخراج عوامل استفاده کردیم، مطالعات دیگری لازم است تا با استفاده از روش تحلیل عاملی تأییدی در حجم نمونه کافی به بررسی یافته‌های مطالعه حاضر و روایی سازه این ابزار اقدام کنند. علاوه‌براین، مطالعات آتی می‌توانند بیماران را در مراحل متفاوت تشخیص سرطان پیگیری کنند تا به فهم دقیق‌تری از به‌کارگیری راهبردهای مقابله و عملکرد آن‌ها در این بیماران دست یابند و مشخص کنند که ساختار عاملی راهبردهای مقابله‌ای از ابتدای تشخیص تا مراحل پیشرفته یکسان باقی می‌ماند یا خیر.

نتیجه‌گیری

اگرچه مقیاس کوتاه مقابله به‌عنوان ابزاری پایا و روا محسوب می‌شود، در جمعیت‌های مختلف بیماران مزمن ساختارهای عاملی مختلفی دارد. این مطالعه نشان داد ساختار عاملی این مقیاس به دلیل تلفیق راهبردهای مقابله‌ای با یکدیگر از 9 عامل تشکیل شده است. همچنین دو عامل مرتبه بالای مقابله کارآمد و غیرکارآمد نیز با 28 گویه این مقیاس قابل استخراج است. محققان آتی می‌توانند با آگاهی از تغییرات احتمالی این ساختار در میان جمعیت مدنظرشان، استفاده صحیحی از این ابزار داشته باشند.

تشکر و قدردانی

پژوهشگران مراتب سپاس و قدردانی خود را از تمامی افرادی که در انجام تحقیق مساعدت کردند، به‌ویژه بیماران شرکت‌کننده در این پژوهش اعلام می‌دارند.