التزام دینى و مرگ و میر: مرورى فرا تحلیلى

مایکل اى. مکالخ: مؤسسه ملى پژوهش مراقبت هاى بهداشتى
ویلیام تى. هویت: گروه روان شناسى دانشگاه ایالتى آیووا
دیوید بى. لارسن: مؤسسه ملى پژوهش مراقبت هاى بهداشتى
هارولد جى. کونیگ: گروه روان پزشکى و پزشکى
کارول تورِسِن: گروه علوم تربیتى, روان شناسى, روان پزشکى و علوم رفتارى دانشگاه استنفورد
ترجمه احمدرضا محمدپور 1 و محمدحسین بیاضى2

خلاصه

مقاله اى که پیش روى شماست گزارشى است براساس فراتحلیلى به دست آمده از 42 نمونه مستقل, که ارتباط مستقیم التزام دینى و مرگ و میر به هر علت3 را بررسى کرده اند. التزام دینى به شکل معنادارى با مرگ و میر پایین تر (نسبت شانس4=1.29; 95% فاصله اطمینان1.20 – 1.39: ) مرتبط است. به عبارت دیگر, در طول دوره پى گیرى5, افرادى که بیشتر متدین بودند در مقام مقایسه با کسانى که کمتر متدین بودند داراى شانس بیشترى براى عمرى طولانى بودند. گرچه نیرومندى رابطه بین التزام دینى و مرگ و میر به منزله تابعى از چندین متغیر تعدیل کننده تغییر مى کند, ولى ارتباط آنها نیرومند و در همان حد و اندازه اى است که از عوامل روانى ـ اجتماعى انتظار مى رود. به نظر نمى رسد که نتیجه گیرى هاى صورت گرفته ناشى از سوگیرى تحقیقات چاپ شده باشد.
شمار قابل توجهى از آمریکایى ها در فعالیت هاى دینى مشارکت دارند. بیش از نود درصد
آمریکایى هاى بزرگ سال پیرو یک آیین دینى رسمى هستند (کاسمین و لاک من, 1993). بالغ بر 96 درصد آنها به خدا یا یک روح عالمگیر6 اعتقاد دارند, 42 درصد, مراسم دینى را به شکل هفتگى یا تقریباً هر هفته به جا مى آورند, 67درصد, اعضاى یک انجمن دینى محلى7 اند و 60 درصد, بر این باورند که دین در زندگى روزمره آنها (بسیار حائز اهمیت) است (گلوپ, 1995).
آیا این قبیل فعالیت ها و باورهاى دینى مى توانند آثار سودمندى بر روى سلامت جسمانى داشته باشند؟ چندین پژوهش حاکى از آن است که التزام دینى به گونه اى امیدبخش با سنجه هاى سلامت جسمانى مثل فشارخون بالا (لوین و وندرپول, 1989), سرطان (جارویس و نورث کات, 1987), بیمارى قلبى (فریدلندر, کرک, و استاین, 1986), سکته (کولا نتونیو, کسل, و اُستفیلد, 1992) و خودکشى (کرک, شمى و همکاران, 1996) مرتبط است. مطالعات دیگر اشاره به این مهم کرده اند که التزام دینى مى تواند باعث محافظت فرد در مقابل فشار روانى و اثرات سوء آن بر سلامت روانى ـ جسمى شود (کندلر, گاردنر و پرسکت, 1997; کراوزه و ون ترن, 1987; پریسمن, لانیز, لارسن و استرین, 1990).
فرض بر این است که رابطه هاى موجود بین التزام دینى و سلامت مى تواند زمینه طول عمر را فراهم سازد. چندین مطالعه جدید (گلدبورت, یا آرى و مدالى, 1993; هامر, راجرز, نم, والیسون, 1999; کرک, شمى و همکاران, 1996; آکسمن, فریمن و منهایمر, 1995; استراوبریج, کوهن, شما, و کاپلان, 1997) دریافتند که اشکال مختلف التزام دینى به صورت حضور در مراسم دینى8, عضویت در مجمع دینى9, رسیدن به اطمینان و آرامش به کمک باورهاى دینى فردى و سخت آیینى10 دینى تجلى مى یابد و با مرگ و میر کمترى همراه است.
تعدیل کننده هاى بالقوه ارتباط بین التزام دینى و مرگ و میر
امّا, ارتباط بین التزام دینى و مرگ و میر چندان روشن نیست; احتمال دارد علاوه بر کیفیت روش هاى پژوهش به کار رفته براى بررسى این ارتباط, ویژگى هاى متعدد نمونه هاى مورد پژوهش در تحقیقات جداگانه نیز بر این رابطه تأثیرگذار باشند: یک قرن پژوهش و نظریه پردازى جامعه شناختى نشان داده است که ارتباط التزام دینى و سلامت جسمانى مى تواند به شکل نیرومندى با آن منابع روانى ـ اجتماعى اى که دین فراهم مى سازد مرتبط بوده و با هیچ یک از حالات روان شناختى مثبت اختصاصاً برخاسته از صور نهانى تر تجلى دینى ارتباطى نداشته باشد
[211]
(دورکهایم, 1912/1995; ایدلر و کسل, a1997 ). به همین دلیل, شاخص هاى التزام دینى جمعى (یعنى, حضور در مراسم دینى) در مقایسه با شاخص هاى دین دارى خصوصى (مثل دین دارى خودارزیابانه, فراوانى نیایش پنهانى, یا کاربرد دین به مثابه یک منبع کنارآمدن) مى تواند ارتباط نیرومندى با برآیندهاى سلامت داشته باشد. با این همه, این رابطه به خاطر احتمال تداخل هاى زیر داراى پیچیدگى خاصى شده است:
الف) اشخاص سالم نسبت به اشخاص ناسالم احتمال بیشترى دارد که در فعالیت هاى دینى جمعى حضور یابند. در نتیجه, ارتباط بین التزام دینى و مرگ و میر ممکن است براى شاخص هاى جمعى یا همگانى در مقایسه با شاخص هاى دین دارى خصوصى نیرومندتر باشد, و میزان اثر مطالعاتى که سنجه هاى جمعى التزام دینى را به کار مى برند لازم است به کمک کنترل آمارى سلامت جسمانى تعدیل شود.
ب) دو نمونه از مطالعات انجام شده بر روى بیماران سرطانى (کیون, کیون و واتسون, 1992; لوپرینزى و همکاران, 1994) دریافتند که التزام دینى ارتباطى با مرگ و میر ندارد, در حالى که چند مطالعه دیگر رابطه هاى امیدبخشى از التزام دینى و مرگ و میر را در میان افراد بزرگ سال ساکن اجتماع که به طور کلى سالم بودند پیدا کردند (کلدبورت و همکاران, 1993; کرک, شمى و همکاران, 1996; استراوبریج و همکاران, 1997). از آن جایى که ممکن است منافع مطلوب دین دارى براى سلامت تا حدى از حق انتخاب هاى سبک زندگى و رفتارهاى کنار آمدن که در طول سالیان متمادى اثرات خودشان را دارند متأثر باشند, ارتباط التزام دینى و مرگ و میر ممکن است در نمونه هاى مرکب از افراد سالم جامعه در مقایسه با نمونه هاى بیماران مورد توجه بالینى بیشتر باشد.
ج) برخى داده ها حاکى از ارتباط نیرومندتر التزام دینى و مرگ و میر در زنان نسبت به مردان است (هاوس, رابینز و متسنر, 1982; استراوبریج و همکاران, 1997). بر این اساس, مطالعاتى که بیشتر نمونه هاى آنها را زنان تشکیل مى دهند در مقایسه با مطالعاتى که نمونه هاى آن را عمدتاً مردان تشکیل مى دهند باید داراى رابطه مطلوبترى بین التزام دینى و مرگ و میر باشند.
د) شاخص هاى التزام دینى مى توانند با گستره اى از متغیرهاى جمعیتى, روانى ـ اجتماعى و فیزیولوژیکى مانند: (1) سن, (2) جنسیت, (3) نژاد ـ قومیت, (4) حمایت اجتماعى همگانى, (5) بهزیستى روان شناختى, (6) عادات مرتبط با سلامت مثل ورزش و استعمال دخانیات و
[212]
(7) سلامت جسمى, مرتبط یا آمیخته شود یا تحت تأثیر آنها قرار گیرد. تا حدى که قضیه بر همین منوال است, ارتباط بین التزام دینى و مرگ و میر در مطالعاتى که تعداد کمترى از این متغیرها را کنترل کرده اند نسبت به مطالعاتى که شمار کثیرى از عوامل واسط و ترکیبى بالقوه را ضبط و مهار کرده اند, مطلوب تر خواهد بود (ایدلر و کارزى, a1997, b1997).
هرچند نقد و بررسى هایى درباره رابطه بین وابستگى فرقه اى و مرگ و میر (جارویس و نورث کات, 1987; ترویر, 1988) و بین التزام دینى و سلامت جسمى (کرایجى, لیو, لارسن, ولیونز, 1988; لوین و واندرپول, 1989) منتشر شده است, ولى هیچ پژوهش گرى تاکنون روش هاى فراتحلیلى را به منظور بررسى رابطه التزام دینى و مرگ و میر به هر علت به کار نبسته است. براى پرداختن به این کمبود در مکتوبات, اجراى فراتحلیلى را در باب پژوهش هاى صورت گرفته روى التزام دینى و مرگ و میر بر عهده گرفتیم.
روش
بررسى پیشینه (آثار مکتوب در این زمینه)
بررسى پیشینه پژوهش در سه مرحله صورت گرفت. در ابتدا, شش پایگاه اطلاع رسانى رایانه اى شامل بانک هاى اطلاعاتى مربوط به پزشکى (Medicine), روان شناسى (PsycINFO), جامعه شناسى (Sociofile), پرستارى (Cumulative Index of Nursing and Allied Health Literature [CINAHL]) و تعلیم و تربیت (Education Resources) را به منظور دست یابى به مطالعات منتشر شده و منتشر نشده در زمینه رابطه بین التزام دینى و مرگ و میر را تا ژوئن 1999 مورد بررسى قرار دادیم. ما چندین اصطلاح پژوهشى مرتبط با التزام دینى (مثل دین, دین دارى, التزام به دین و دینى ) را با چندین اصطلاح پژوهشى مرتبط با مرگ و میر (مثل مرگ و میر, مرگبارى, مرگ و ماندگارى) و علل عمده مرگ (مثل بیمارى قلبى ـ عروقى و سرطان) را به هم مرتبط کردیم. سپس, منابع پژوهشى مرجع را جهت شناسایى و آگاهى از پژوهش هاى بیشتر در این زمینه بررسى کردیم. در نهایت, نقد و بررسى هاى قبلى در زمینه آثار پژوهشى را بررسى کرده و با سه متخصص در این حوزه مشورت کردیم تا پژوهش هاى ناپایدار شناسایى شوند و پژوهش هایى را که به وابستگى یا فرقه دینى (مثل مسیحى, یهودى) به منزله تنها شاخص دینى پرداخته بودند حذف کردیم.
[213]
پژوهش هاى مرتبط
ما 41 پژوهش را شناسایى کردیم که در آنها به شاخص التزام دینى به عنوان عامل پیش بینى کننده مرگ و میر به هر علت پرداخته بودند. از این گزارش ها, 5 مورد (برکمن و سایم, 1979; انسترام, 1975; سیمَن, کاپلان, نودسن, کوهن و گورالینک, 1987; استراوبریج و همکاران, 1997; وینگارد, 1982) از پایگاه اطلاعات ناحیه آلامدا11 به دست آمد, 5 مورد (کامستاک و لوندین, 1967; کامستاک و پارتریچ, 1972; کامستاک, شاه, مِیِر, و ابى, 1971; کامستاک و توناسیا, 1977; هلسینگ و سکیو, 1981) از پایگاه اطلاعات ناحیه واشنگتن به دست آمد, 2مورد (ایدلر وکسل, 1992, 1991) مبتنى بر اطلاعات به دست آمده از طرح بهداشت و سال مندى دانشگاه ییل بود, 2 مورد (کوئینیگ, 1995; کوئینیگ و همکاران, 1998) براساس مطالعه گروهى از بیماران مرد در بیمارستان افسران و سربازان مجروح و بازنشسته انجام شده است. 2 مورد (برایانت و راکوفسکى, 1992; گلدمن, کورنمن, و واینشتاین, 1995) مربوط به نظرسنجى مصاحبه اى بهداشت ملى بود که به صورت پژوهشى طولى سال خوردگى بر روى افراد 70سال و بالاتر در فاصله سال هاى 1990ـ1984 انجام گرفت (کوار, فیتى و چیبا, 1990), و 2 مورد (رینگدال, 1996; گوتستام, کاسا, کوینسلند و رینگدال, 1995) مربوط به گروهى از بیماران سرطانى بیمارستان دانشگاه تروندهایم نروژ بود. براى احراز فرض استقلال آمارى اى, که شالوده پژوهش فراتحلیلى را تشکیل مى دهد, برآوردهاى اندازه تأثیر براى مجموعه داده هایى که حاصلشان بیش از یک گزارش بود بر گزارشى استوار شدند که (الف) از طولانى ترین دوره مشاهده استفاده کرده بود و (ب) شامل بیشترین تعداد نمونه, همانند شیوه استاندارد فراتحلیلى, بود (مثلاً, میلر, اسمیت, ترنر, گوئیجا. و هالت, 1996). بنابراین, از 29 نمونه (با علامت ستاره مشخص شده در بخش منابع و مآخذ) 41 گزارش پژوهشى, تعداد 42 اندازه تأثیر استخراج شد.
محاسبه برآوردهاى اندازه تأثیر
اکثر پژوهش ها ارتباط بین التزام دینى و مرگ و میر به هر علت را به صورت ماتریس هاى شانس نسبى, خطر نسبى, و نسبت شانس [احتمال] گزارش کرده اند. معمولاً, این شاخص هاى ارتباطى براى یک یا بیش از یک همپراکنش تعدیل مى شود. على رغم سهولت تفسیرپذیرى این
[214]
شاخص ها (دیویس, کرامبى, و توکل, 1998; لایرد و ماستلر, 1990), خطر نسبى (و توسّعاً, شانس نسبى) شیوه اى مطلوب براى فراتحلیل نیست (فلیس, 1994).
در عوض, اکثر متخصصان فراتحلیل استفاده از نسبت هاى شانس را به عنوان یک شاخص استاندارد اندازه تأثیر براى داده هاى مقوله اى توصیه مى کنند (فلئیس, 1994; هدوک, ریندزکاف, و شدیش, 1998; لئرد و ماستلر, 1990). نسبت شانس براى یک جدول چهارخانه برابر با شانس پیامدهاى مطلوب براى یک گروه ذى نفع است (یعنى, برابر با شانس زنده ماندن براى افراد بسیار متدین در گروه پى گیرى است) که بر شانس گروه مقایسه (یعنى, شانس افراد کمتر متدین) تقسیم مى شود. در پژوهش هایى که در برگیرنده متغیرهاى کنترل بودند (مثل سطح پایه سلامت جسمى, مصرف دارو یا الکل) نسبت هاى شانس به همین ترتیب تعدیل شده اند ـ این متغیرها نشان دهنده شانس نسبى بقا در مورد افراد متدین و غیرمتدین بودند و صفات مشخص شده را کنترل مى کردند. نسبت هاى شانس نزدیک به 1.0 ارتباط ضعیف یا عدم ارتباط بین متغیرها را نشان مى دهد, در حالى که نسبت هاى شانس بالاتر از 3.0 (یا کمتر از 0.33 در هم بستگى هاى منفى) نشان دهنده ارتباط قوى بین متغیرها است (هادوک و همکاران, 1996).
در پژوهش هایى که نویسندگان نسبت هاى شانس را در آنها گزارش کردند, ما آن نسبت ها را به عنوان برآوردهاى اندازه اثر مورد استفاده قرار دادیم. وقتى که فقط داده هاى خام (براى مثال, فراوانى هاى گروه (خانه اى) 2ھ2) در دست رس بود, ما نسبت هاى شانس و پراکنش ها را با استفاده از فرمول هاى استاندارد محاسبه کردیم (براى مثال, فلیس, 1994). هنگامى که در پژوهش هاى گزارش شده نویسندگان خطرات نسبى یا شانس هاى نسبى و شاخص هاى تغییرپذیرى نمونه (براى مثال, خطاهاى استاندارد, واریانس ها, یا فاصله اطمینان 95%) را گزارش کردند, ما نسبت هاى شانس معادل [متناظر] را با بازسازى جداول چهارخانه ضمنى برآورد کردیم. مقادیر نسبت هاى شانس همیشه به طور ناچیزى از مقادیر خطرات نسبى متناظر بیشتر است (داویس و همکاران, 1998). همان گونه که انتظار مى رفت, نسبت هاى شانس برآورد شده ما, اندکى بیشتر از (به طور متوسط 6% بیشتر از) خطر نسبى و ارزش هاى خطر نسبى متناظر بود. تعدادى از نویسندگان (مانند, یانوف ـ بالمن, مارشال, 1982; کیون و همکاران, 1992; اسپیگل, بلوم, و گات هیل, 1983; ییتس, چالمر, سَن, جیمز, فالنزبى و مک کگنى, 1981) اندازه هاى اثر را در مقیاس ها یا مقادیر دیگرى (مانند ضرایب هم بستگى, زمان
[215]
ماندگارى) گزارش کردند. جزئیات مربوط به شیوه اى که ما براساس آن برآوردهاى نسبت شانس را براى این اندازه هاى اثر محاسبه کردیم از [پژوهش] مایکل اى. مکالخ در دست رس است.
گشتار (تبدیل) لگاریتمى12
از آن جایى که نسبت هاى شانس نامتقارن13 هستند (ارتباطات منفى مى توانند از 0 تا 1.0 تغییر یابند, در حالى که ارتباطات مثبت مى توانند در دامنه اى بین 1.0 تا ؟+ قرار بگیرند), طبق معمول دست خوش تبدیل لگاریتمى طبیعى مى شوند تا در فراتحلیل ها به کار روند (فلیس, 1994; هدوک و دیگران, 1998). نسبت هاى شانس لگاریتمى با یک دامنه نظرى بین (؟ـ تا ؟+) در اطراف صفر توزیع شده اند. ارزش هاى منفى نشان گر ارتباطات منفى و ارزش هاى مثبت نشان گر ارتباطات مثبت اند. این تبدیل هنگامى که اندازه هاى نمونه مورد پژوهش بزرگ باشند, ایده آل است (شدیش و هدوک, 1994), همان گونه که در پژوهش فراتحلیل حاضر قضیه از همین قرار است. مزیت دیگر استفاده از نسبت هاى شانس لگاریتمى براى پژوهش فراتحلیلى این است که پراکنش هاى آنها مستقل از اندازه ارتباط بین متغیرها هستند و به سادگى از روى فراوانى هاى خانه اى در جدول چهارخانه اى برآورد مى شوند (فلیس, 1994). ما در این جا, نتایج پژوهش حاضر را در قالب نسبت هاى شانس لگاریتمى و نسبت هاى شانس (که با اخذ عکس لگاریتم (آنتى لگاریتم) از نسبت هاى شانس لگاریتم به دست مى آید) ارائه کردیم تا کار تفسیر را تسهیل کند.
چندین اندازه اثر در یک پژوهش
پنج پژوهش (یانوف ـ بالمن و مارشال, 1982; کراوزه, 1998; آکسمن, فریمن, و منهایمر, 1995; ایدلر و کسل, 1992; ییتس و همکاران, 1981) ارتباط مرگ و میر را با دو یا بیش از دو شاخص مربوط به التزام دینى بررسى کردند. ما میانگین اندازه اثر را در مورد کل شاخص هاى التزام دینى در این پژوهش ها محاسبه کردیم. علاوه بر این, چندین پژوهش اندازه اثر را در مورد ارتباط التزام دینى و مرگ و میر به هر دلیل در دو حالت: الف) قبل از تعدیل سایر متغیرها و ب) بعد از تعدیل سایر متغیرها گزارش کردند.
در چنین پژوهش هایى, اندازه اثر دقیقاً کنترل شده را مورد استفاده قرار دادیم. بنابراین, در پژوهش فراتحلیل حاضر هرکدام از پژوهش ها در ارائه اندازه اثر واحدى سهیم هستند, به استثناى
[216]
9 مورد از پژوهش هایى که در آنها موفق شدیم اندازه هاى اثر مستقلى را براى نمونه هاى فرعى چندگانه (براى مثال, مردان و زنان) محاسبه کنیم, که در مجموع 42 اندازه اثر مستقل براى تحلیل فراهم شد.
کدگذارى (متغیّرهاى) تعدیل کننده
همراه با اندازه هاى اثر, ما هر پژوهش را براساس سه طبقه از متغیرهاى تعدیل کننده بالقوه, یعنى تغییرات مربوط به طرح پژوهش, تغییرات مربوط به خصوصیات نمونه, و تغییرات مربوط به نحوه عملیاتى کردن التزام دینى, کدگذارى کردیم. در جهت فهم معانى و مفاهیم ضمنى طرح پژوهش, هر پژوهش را براساس این موارد کدگذارى کردیم: (الف) کنترل هاى آمارى (مانند تعداد و نوع متغیرهایى که براساس آنها ارتباط التزام دینى و مرگ و میر تعدیل شده بود) و (ب) طول دوره پى گیرى به صورت ماهانه. خصوصیات نمونه مورد نظر عبارت بودند از (ج) درصد مردان, (د) این که آیا نمونه از یک جمعیت یا جمعیت بالینى استخراج شده بودند و (هـ) میانگین سن شرکت کنندگان در خط مبنا. براى بررسى اثر تغییرات در شیوه هاى اندازه گیرى یک متغیّر مقوله اى بنام (و) نوع اندازه (عمومى, خصوصى, ترکیب عمومى و خصوصى, یا مفقود یعنى مواردى که نویسندگان نشان مى دادند که دین دار بودن اندازه گرفته شده است, اما شیوه اندازه گیرى مشخص نبود) ابداع کردیم. ضریب توافق قضاوت متقابل براى کدگذارى متغیرهاى مقوله اى که در بالا به آنها اشاره شد با روش کاپاى کوهن (KS>.58) ارزیابى شد. ضرایب اعتبار قضاوت متقابل براى درجه بندى هاى مربوط به متغیرهاى پیوسته با استفاده از فرمول شروت و فلیس (1979) براى ضریب هم بستگى درون طبقه اى (1,3) برآورد شد. میانگین ضرایب هم بستگى درون طبقه اى براى تمامى متغیرهاى کدگذارى شده .97 بود و دامنه ضرایب هم بستگى درون طبقه اى از .78 تا 1.0 کشیده مى شد.
تحلیل ها
براى تعمیم نتایج مطالعاتى که بالفعل مورد بررسى واقع شده بودند به وراى نمونه مورد پژوهش (یعنى براى این ادعا که نتایج آن پژوهش ها اندازه احتمالى اثرات براى نمونه هاى پژوهش هاى آتى دیگر در حوزه پژوهشى را منعکس مى سازد)لازم است که پژوهش گران فراتحلیلى از الگوهاى اثرات تصادفى براى ترکیب اندازه هاى اثر و برآورد پایایى این ترکیب ها استفاده کنند (هجز و وِوى, 1998). این راهبرد براى پژوهش فراتحلیلى حاضر کاملاً مطلوب بود. اعتقاد ما در مورد
[217]
این که متغیرهاى فوق به عنوان عوامل تعدیل کننده ارتباط مشهود بین دین و مرگ و میر ایفاى نقش مى کنند, تلویحاً به این معناست که پژوهش هاى بازنگرى شده, اندازه هاى اثر جامعه آمارى متفاوتى را برآورد مى کنند. الگوهاى تأثیرات تصادفى چنین تغییرات میان پژوهشى را در نظر مى گیرند, در حالى که الگوهاى اثرات ثابت این گونه تغییرات را در نظر نمى گیرند (ماستلر و کولدیتس, 1996).
مدل سازى خطى سلسله مراتبى ابزار مناسبى براى اجراى فراتحلیل هاى اثرات تصادفى همراه با متغیرهاى تعدیل کننده چندگانه است (بریک و رایدنبوش, 1992; هادوک و همکاران, 1998). برآوردهاى پراکنش هاى درون پژوهشى به دست پژوهش گر فراهم مى شود و براى برآورد پراکنش میان پژوهشى (اثرات تصادفى) برنامه اى همانند HLM به کار مى رود (بریک, رایدنبوش و کانگدون, 1996). سپس اثرات تعدیل کننده با استفاده از مدل هاى رگرسیون (برگشت) همراه با متغیرهاى مقوله اى که به طور مصنوعى کدگذارى مى شوند, بررسى مى شوند (هادوک و همکاران, 1998).
تحلیل هایى که در این جا ارائه شدند با استفاده از برنامه نرم افزارى HLM انجام گرفته اند (بریک و همکاران, 1996). ما در مرحله اول میانگین وزنى (تعدیل شده) اندازه اثر کل پژوهش ها را تعیین کردیم و سپس بررسى کردیم که آیا تغییر اندازه هاى اثر از مقدارى که به طور احتمالى (تصادفى) انتظارش را داشتیم بیشتر است یا نه. در مرحله دوم, ما تأثیر متغیرهاى تعدیل کننده به لحاظ نظرى اخذ شده را بر روى اندازه اثر بررسى کردیم. در مرحله سوم, بررسى کردیم که آیا کنترل آمارى متغیرهاى جمعیت شناختى خاص, متغیرهاى روانى ـ اجتماعى و متغیرهاى درمانى بر اندازه اثر مؤثر بوده اند (تا کندوکاو کنیم که کدام متغیرها ممکن است در ارتباط التزام دینى و مرگ و میر عامل درآمیختگى یا واسط (تعدیل کننده) باشند). در مرحله چهارم, ما تحلیل هاى حسّاسیت را براى ارزیابى روایى یافته هاى پژوهش فراتحلیلى خود و تحمّل (تُلرانس) آن در برابر نتایج صفر بعدى اجرا کردیم.
نتایج
ما مجموع 42 اندازه اثر مستقل مربوط به 125826 شرکت کننده را محاسبه کردیم. برآوردهاى اندازه اثر (نسبت هاى شانس) و ویژگى هاى مربوط به هر اندازه اثر در جدول1 به چشم مى خورد.
[218]
تحلیل مختلط
در تحلیل مختلط هیچ کدام از متغیرهاى تعدیل کننده ملاک قرار نگرفتند و فرض بر این بود که اندازه هاى اثر مشهود یک نمونه گیرى معرف جامعه آمارى مورد نظر است. برآوردهاى اندازه اثر هم در معرض پراکنش میان پژوهشى (چون اندازه هاى اثر واقعى براى طبقات مختلف پژوهش ها متفاوت است) و هم در معرض پراکنش درون پژوهشى (ناشى از خطاى نمونه گیرى) بودند. لگاریتم نسبت شانس هم افزود براى تحلیل مختلط (k=42,n=125,826) برابر باy0 = .26, SE =.036, p < .001 بود. برش عرضى. y ([متغیر] y) .26 با نسبت شانس 1.29 برابر بود (95% CL: 1.21 – 1.39) و نشان مى داد که در تمام پژوهش ها, افرادى که بیشتر متدین بودند نسبت به افراد کمتر متدین حدود 29درصد شانس بقا (ماندگارى) بیشترى داشتند. این اندازه هاى اثر نامتجانس بودند. پراکنش میان پژوهشى [میان گروهى] به طور چشم گیرى بالاتر از صفر بود:
t=.0206,x2(41)=91.62,p<.001
نسبت شانس (Birge) متناظر برابر 2.23 بود (هادوک و همکاران, 1998) که نشان مى دهد پراکنش میان پژوهش ها تنها در اثر خطاى نمونه گیرى 123% بالاتر از مقادیر مورد انتظار بود بنابراین, سایر مدل هایى را که متغیرهاى تعدیل کننده را وارد مى کردند ارزیابى کردیم تا آن ویژگى هاى پژوهشى اى را تعیین کنیم که مى توانستیم تغییر میان پژوهشى در اندازه اثر را به آنها نسبت دهیم.
تحلیل هاى تعدیل کننده
تحلیل هاى تعدیل کننده را مى توان در HLM که الگوهاى رگرسیون اثرهاى تصادفى را به صورت معادلات پیش بینى و به شکل فرمول زیر مورد استفاده قرار مى دهد, به اجرا درآورد:
Esj = y0 + y1W1j +y2W2j +… + ysWsj + uj+ej (1)
که در آن ESj اندازه اثر براى پژوهش j است, W1j نسبت به Wsj متغیرهاى (تعدیل کننده) پیش بینى کننده S هستند. y1 نسبت به ys وزن هاى رگرسیونى مرتبط با هر یک از این پیش بینى هاست, uj تغییرپذیرى نظام مند را در پژوهش j نشان مى دهد که با عوامل پیش بینى کننده S به دست نیامده است و ej خطاى نمونه گیرى را در پژوهش j نشان مى دهد. در این مدل, عرض از مبدا (برش عرضى) اندازه اثر برآورد شده براى پژوهش هایى است که داراى ارزش صفر براى تمامى متغیرهاى تعدیل کننده اند و وزن هاى رگرسیون موجود, نشان دهنده میزان تغییرپذیرى مورد انتظار در این اندازه اثر به ازاى یک
[219]
واحد تغییر بر روى هر تعدیل کننده است. ما پیش بینى کننده هاى پیوسته را حول میانگین شان متمرکز ساختیم و آن دو تعدیل کننده مقوله اى را کدگذارى کردیم به گونه اى که صفر نمایان گر ارزشى براى یک پژوهش متعارف (نمونه عمومى برابر با 0و نمونه بالینى برابر با 1) یا پژوهشى دیگر بود که در آن انتظار مى رفت سنجش دین بیشترین واریانس مرتبط با سلامت جسمى را به خود اختصاص دهد.
ویژگى هاى پژوهش
جدول 2 ضرایب رگرسیون و خطاهاى استاندارد مرتبط با آن را براى تعدیل کننده هاى مشتق از نظریه نشان مى دهد. این واقعیت که ضریب عرض از مبدا (y0) معنى دار است (p<.001) نشان مى دهد که صفر بودن اندازه اثر جمعیت (لگاریتم شانس) در پژوهش (متعارف) ما بعید است. برعکس, در پژوهشى داراى نمره صفر براى کل متغیرهاى تعدیل کننده بایستى انتظار یافتن ارتباط مثبتى بین دین دارى و عمر طولانى را داشته باشیم ـ لگاریتم شانس هاى .3650 با نسبت شانس1.44(%95 CL: 1.31 – 1.58) و یا 44% شانس بیشتر زنده ماندن [ماندگارى] براى گروه دینى در مقایسه با گروه کمتر دینى معادل است.
وزن هاى رگرسیون براى متغیرهاى تعدیل کننده نشان دهنده میزان تأثیر مورد انتظار هرکدام از ویژگى هاى پژوهش بر اندازه اثر مشهود است. از ویژگى هاى طراحى دو مطالعه تنها تعداد تعدیل هاى آمارى با اندازه اثر مشهود مرتبط بودند: پژوهش هاى با دقت بیشترى کنترل شده (یعنى, آنهایى که دربردارنده متغیّرهاى مشترک یا پیش بینى کننده هاى مشترک بیشترى هستند) داراى نسبت هاى شانس لگاریتمى کمترى بودند. طبق پیش بینى نتیجه چنین بود که: اندازه هاى اثر تعدیل شده (بعد از کنترل تعدیل کننده ها یا درهم آمیخته ها) کوچک تر از اندازه هاى اثر (غیر تعدیلى) رتبه صفر باشند. از متغیرهاى خصیصه اى نمونه, نسبت مردان در گروه نمونه به طور قابل توجهى با اندازه اثر مرتبط بود: بدین صورت که به موازات افزایش نسبت مردها در گروه نمونه, ارتباط مورد انتظار بین دین و مرگ و میر کاهش مى یافت. این نتیجه نشان مى دهد که التزام دینى ممکن است عامل پیش گیرى کننده نیرومندى براى زنان در مقایسه با مردان باشد.
نوع شاخص به کار رفته براى سنجش التزام دینى نیز به طور قابل توجهى با اندازه اثر مشاهده شده مرتبط بود. از آن جایى که ما شاخص هاى همگانى التزام دینى را شاخص هایى در نظر گرفتیم که به احتمال قوى واریانس مرتبط با تن درستى در التزام دینى را دربر مى گیرد, این متغیر چهار مقوله اى را به
[220]
طور ساختگى کدگذارى کردیم به طورى که شاخص هاى همگانى در مورد هر متغیر ساختگى درون طبقه صفر قرار بگیرد. هنگامى که همه وزن هاى رگرسیون منفى باشد این مطلب حاکى از این است که استفاده از انواع معیارهاى دیگر احتمالاً باعث کاهش اندازه اثر مشهود مى شود. براى روشن شدن این رابطه, ما تحلیل شاخص منفرد نوع سنجه را تکرار کردیم: نتیجه به دست آمده نشان داد که نوعى فرق بین شاخص هاى همگانى (0) و سایر شاخص ها (1) وجود دارد. تمام تعدیل کننده هاى دیگر مشتق شده از نظریه همچون قبل در معادله رگرسیون قرار گرفتند. وزن رگرسیون براى نوع شاخص استفاده شده در این تحلیل اخیر برابر با y = – .3179, SE(y) = .1041, p = .005 بود. پیش بینى مى شود که یک پژوهش که در آن شاخص غیر همگانى التزام دینى مورد استفاده قرار گیرد, اندازه اثر اساساً پایین ترى داشته باشد که برابر یک نسبت شانس 1.04 باشد و این در مقایسه با نسبت شانس 1.43 است در پژوهش هایى که التزام دینى را به وسیله خودسنجى رفتارهاى عام دینى به دست مى آورند.
واریانس میان پژوهشى اساسى, توسط تعدیل کننده هاى نظرى محاسبه نشده (بدون توجیه و تعلیل) باقى ماند: .0087, x2 (35) = 55.41, p = .015 =t این تناظرها در قبال نسبت شانس 1.58 (یعنى, 58% بیشتر براى واریانس هاى میان پژوهشى نسبت به آن چه در برابر نسبت شانس 2.23 براى مدل مختلط به طور اتفاقى [تصادفى] پیش بینى مى شد, نشان دهنده کاهش اساسى در تغییر اندازه اثر تبیین نشده است. آزمون تفاوت مجذور کاى که این مدل را با مدل مختلط مورد مقایسه قرار مى دهد افزایش معنى دارى را در توان تبیینى آن .001 P< 36.21, = (6) Dx2 , با در نظر گرفتن تعدیل کننده هایى که 58% واریانس اثرات تصادفى را در میان 42 اندازه اثر تبیین مى کنند, نشان مى دهد.
تحلیل هاى مقدّماتى14 درباره اندازه هاى اثر شاخص هاى همگانى
اثر نیرومند نوع شاخص دینى در تحلیل هاى تعدیل کننده پیشین حاکى از این است که رابطه مثبت بین دین و مرگ و میر عمدتاً از مشارکت عمومى در سازمان هاى دینى به دست مى آید و نه از نگرش ها و عقاید دینى خصوصى. براى بررسى دقیق تر ارتباط التزام دینى عمومى و مرگ و میر تحلیل هاى مقدماتى را با اندازه هاى اثر (21=K) و (107,910=N) که دربرگیرنده شاخص هاى عمومى دین دارى بودند, به اجرا درآوردیم. به منظور اجتناب کامل از ارتکاب خطاى نوع دوم (II) در این تحلیل هاى مقدماتى صلاح دیدیم که افزایش خطر خطاى نوع اول را روا بدانیم و هر اثر تعدیل کننده با احتمال بزرگتر از 20% یا برابر با 20% را نه چندان مهم تفسیر کنیم. در یک مدل
[221]
قطعى (بى قید و شرط) که دربردارنده 21 اندازه اثر و متضمن معیارهاى دین دارى عمومى بود, عرض از مبدا برابر بود با:
y0 = .3121, SE(y0) = .0404, P< .001, odds ratio = 1.37
سپس, اثرات تعدیلى ویژگى هاى پژوهشى را به همان ترتیبى که با 42 اندازه اثر بررسى کرده بودیم مورد بررسى قرار دادیم. ما متغیر ساختگى را که نمونه هاى عمومى و بالینى را مقایسه مى کرد حذف کردیم, زیرا تمامى پژوهش هاى استفاده کننده از شاخص هاى همگانى التزام دینى دربردارنده نمونه هاى جمعیتى بودند. به دلایل روشنى ما سه متغیر ساختگى مشخص کننده انواع شاخص هاى التزام دینى را نیز کنار گذاشتیم. تنها ویژگى پژوهش که با اندازه اثر مرتبط بود درصد مردان در گروه نمونه y = -0020, .0009, SE(y) = .0009, p = .046 بود.
براى پژوهشى با تفکیک جنسیتى معمول در این نمونه ها (یعنى 56% مردها), عرض از مبدء برابر بود با:
y0 = .3045, SE(y0)= .0359, p<.001, odds ratio=1.36 ما با در نظر گرفتن تنوع متغیرهاى مشترک و پیش بینى کننده هاى مشترک مرگ و میر که در پژوهش هاى اولیه لحاظ شده بودند, دست به این کار زدیم که اندازه هاى اثر از پژوهش هایى را که هرکدام از 15 متغیر (نژاد, درآمد, تحصیلات, وضعیت شغلى, سلامت عمل کردى, ارزیابى هاى سلامت عمومى, معیارهاى سلامت جسمى بالینى یا زیست درمانى سلامت جسمانى, حمایت اجتماعى, فعالیت هاى اجتماعى, وضعیت تأهل, استعمال دخانیات, مصرف الکل, چاقى ـ شاخص حجم بدنى, سلامت روانى یا پریشانى عاطفى, و ورزش) را کنترل مى کردند با اندازه هاى اثرى مقایسه کنیم که برگرفته از پژوهش هایى بودند که هر متغیر خاص (کنترل نشده=1 و کنترل شده=0), 15 تحلیلى تعدیل کننده جداگانه را اجرا کردیم. ما در این تحلیل ها متغیر درصد مردها را هم زمان با متغیرهاى کنترل فردى در درون مجموعه اى از مدل هاى تعدیل کننده وارد کردیم. در میان 21 اندازه اثر, چاقى ـ شاخص حجم بدنى تنها متغیر کنترلى بود که تا حدودى با اندازه اثر, y = .1156, SE(y) = .0706, p = .118 مرتبط بود. پژوهشى که چاقى ـ شاخص حجم بدنى را در گروه نمونه اى که 56% آن مردان بودند, کنترل کرد, انتظار مى رفت نسبت شانس 1.26 را نشان دهد, در حالى که در پژوهشى مشابه که چاقى ـ شاخص حجم بدنى را کنترل نکرده بود نسبت [222] شانس مورد انتظار 1.42 بود. به درخواست یکى از بررسى کنندگان طرح اندازه اثر ترکیبى را نیز بررسى کردیم, در حالى که تمام 15 متغیر به طور هم زمان کنترل شده بودند. هدف این گونه تحلیل ها پرداختن به این مطلب بود که آیا رابطه بین التزام دینى همگانى و مرگ و میر را مى توان به نوعى ترکیب تفاوت هاى اجتماعى ـ جمعیتى, تفاوت هاى وضعیت سلامت اولیه, تفاوت هایى در رفتارهاى سالم و تفاوت هایى در حمایت اجتماعى بین گروه هاى دینى و غیردینى نسبت داد یا نه. ما مجموعه اى از چهار مدل رگرسیونى را که در آن طبقاتى از متغیرهاى کنترل (یعنى ویژگى هاى اجتماعى ـ جمعیتى, سلامت جسمانى, رفتارهاى سالم, و حمایت اجتماعى) به صورت نظام مندى اضافه شده بودند, اجرا کردیم. ما مسائل را با چند هم محوریِ15 میان این متغیرهاى کنترل مواجه کردیم. علاوه بر این, متغیرهاى کنترل بسیارى را که از نظر تجربى میسر بود, در درون هر طبقه جاى دادیم. نسبت متغیر پیش بین به مورد از اولین تا چهارمین مدل به سه برابر (یعنى از نسبت 4 به 21 به نسبت 13 به 21) افزایش یافت. در نتیجه, هرکدام از مدل هاى متوالى ضرایبى با خطاى معیار بزرگ تر و به دنبال آن توان آمارى پایین تر را نشان دادند. با این وجود, این تحلیل ها براى نشان دادن این که چگونه ارتباط التزام دینى همگانى و مرگ و میر با کنترل آمارى تعداد بیشترى از متغیرهاى تعدیل کننده و در هم آمیخته ممکن است تغییر کند, مفید است. مقدار عرض از مبدا (y0 ) در هر مدل نمایان گر نسبت شانس لگاریتمى مورد انتظار براى پژوهشى است که 56% آن مردان اند و در آن تمام متغیرهاى تعدیل کننده وارد شده تحت کنترل هستند. در مدل نخست که شامل درصد مردان, نژاد, درآمد و تحصیلات بود, مقادیر y0 = .2650, SE(y0) = .0623, p = .001 به دست آمد که با نسبت شانس 1.30 معادل بودند. هیچ کدام از متغیرهاى کنترل اجتماعى ـ جمعیتى با اندازه اثر (.20 PS> کل) ارتباط نداشت. مدل دوم شامل (a) متغیرهاى اجتماعى ـ جمعیتى وارد شده در مدل قبلى و (b) شاخص هاى کارکردى و بالینى ـ زیست درمانى مربوط به سلامت جسمانى مقادیر y0 =.2298, SE(y0) = .0870, p = .020 را نشان داد که با نسبت شانس 1.26 برابر بود. هیچ کدام از متغیرهاى کنترل با اندازه اثر (.20 PS> کل) مرتبط نبودند. سومین مدل شامل (a) متغیرهاى کنترل اجتماعى ـ جمعیتى و سلامتى گنجانده شده در مدل قبلى و (b) [متغیرهاى] استعمال دخانیات, مصرف الکل و چاقى مقادیر y0 = .1886, SE(y0) = .990, p = .083 را نشان داد که با مقدار نسبت شانس 1.21 معادل بود. در
[223]
این مدل, کنترل استعمال دخانیات (.2700-=y) و مصرف الکل (.2833-=y) ارتباط ناچیزى با اندازه اثر (به ترتیب .144= PSو .104) داشت. پژوهش هایى که در آنها متغیرهاى استعمال دخانیات و مصرف الکل کنترل شده بود در مقایسه با پژوهش هایى که چنین کنترلى را اعمال نکرده بودند اندازه اثر بزرگ ترى را نشان دادند. این یافته برخلاف انتظار است و احتمالاً منعکس کننده تغییر[پذیرى] نمونه گیرى اند و نه هرگونه اثر اساسى. چهارمین مدل مشتمل بر (a) ویژگى هاى جمعیتى ـ اجتماعى, سلامتى و متغیرهاى کنترل رفتار سالم وارد شده در مدل قبلى و (b) حمایت اجتماعى, فعالیت هاى اجتماعى و وضعیت تأهل .2031=y0 .1853,= SE(y0) .306,=p را نشان داد که متناظر با نسبت شانس 1.23 بودند.
اگرچه توان آزمون هاى معنى دار در این تحلیل ها در اثر تعداد کم اندازه هاى اثر پایین بود, به نظر مى رسد که طبقات کلى متغیرها تنها بخشى از ارتباط دین و مرگ و میر را توجیه و تعلیل مى کنند. انتظار مى رفت یکى از پژوهش هایى که متغیرهاى اجتماعى ـ جمعیتى, سلامت جسمانى, رفتارهاى سالم و حمایت اجتماعى را کنترل کرده بود ارتباط کمترى و در عین حال اساسى اى را بین التزام دینى همگانى و مرگ و میر نشان دهد.
سوگیرى انتشارات و تحلیل هاى حساسیت
پژوهش هایى که عملاً براى گنجانده شدن در یک فراتحلیل موجودند (یعنى آن پژوهش هایى که با فراتحلیل ها به دست مى آیند), ممکن است نمونه معرف پژوهش هاى اجرا شده در حیطه پژوهشى نباشند. در واقع, پژوهش هایى که به سهولت تمام به دست آمده اند (یعنى آن دسته از پژوهش هایى که در مجلات موجودند) غالباً به سوى نتایج مثبت تمایل دارند (بکر, 1994). این مطلب امکان سوگیرى انتشارات را به وجود مى آورد که مشکل کشوى فایل بایگانى147 هم نامیده مى شود (بگ, 1994, روزنتال, 1979).
ما از چندین روش در ارزیابى تأثیر احتمالى سوگیرى نشریات بر روى یافته هاى خود استفاده کردیم. در مرحله اول, یک نمایش نمودارى از اندازه هاى اثر را به عنوان تابعى از اندازه گروه نمونه شان بررسى کردیم. نمودار تقریباً مخروطى شکل القا مى کرد که نکته هاى داده هاى فراتحلیلى بیان گر نمونه معرف بى طرفى از جامعه پژوهشى مورد نظر است (بگ, 1994). على القاعده توزیع مخروطى شکل
[224]
باید رخ دهد, زیرا پژوهش هاى داراى اندازه هاى نمونه کوچک تغییرپذیرى نمونه گیرى بزرگ ترى, و از این رو تغییرپذیرى درون پژوهشى بزرگ ترى در برآوردشان از اندازه اثر جامعه دارند, در حالى که پژوهش هاى داراى اندازه هاى نمونه هاى بزرگ تر اندازه اثر جامعه کمترى دارند. در نقطه مقابل, نمودار در مورد پژوهش هاى با نمونه کوچک تر که (به طرف راست) به سوى اندازه هاى اثر مثبت ترى تمایل دارد, سوگیرى ناشى از تکیه بیش از حد به پژوهش هاى منتشر شده را نشان مى دهد. در این جا پیش فرض این است که تعدادى از پژوهش هاى داراى نمونه کوچک که با اندازه اثر کمتر مطلوب وجود دارند, در نمونه فراتحلیل مفقوداند. نمودار اندازهاى اثر (نسبت شانس لگاریتمى) به عنوان تابعى از اندازه نمونه با شکل مخروط مطابقت مى کردند (بنگرید به شکل1).
در مرحله دوم, فرمول هایى را که در تحقیق بگ (1994) آمده بود براى بررسى هم بستگى بین رتبه هاى اندازه هاى اثر معیار شده و رتبه هاى واریانس هاى نمونه گیرى آنها مورد استفاده قرار دادیم. از ضریب هم بستگى رتبه اى اسپیرمن نیز استفاده کردیم -.7, p> .30 (42) = ts که به صورت یک دامنه بود. هم چنین ضریب هم بستگى رتبه اى کندال (42) = .06, p> .25 t را به صورت یک دامنه مورد استفاده قرار دادیم. در ضمن این هم بستگى هاى رتبه اى نزدیک به صفر نیز هیچ گونه سوگیرى نشریه اى را نشان ندادند یا به مقدار کمى نشان دادند.
در مرحله سوم, ما N ضد شکست (نقص) روزنتال (1979) را, که تعداد پژوهش هاى کشوى فایل را برآورد مى کرد و به طور متوسط نتایج صفر را نشان مى داد, بررسى کردیم که براى تغییر الگوى مشهود نتایج فراتحلیل, یعنى در صورتى که پژوهش هاى بایگانى را دربر مى گرفت مورد نیاز مى بود. ما N ضد شکست را براى تحلیل مختلط (تأثیر 42=K) مبتنى بر فرمول هایى که در پژوهش بگ (1994) آمده بود محاسبه کردیم, که تابعى از مقادیر Z مرتبط با هرکدام از اندازه هاى اثر مندرج در فراتحلیل هاست. این موضوع فاش ساخت که 1418 اندازه اثر با نسبت شانس میانگین 1.0(یعنى به طور حقیقى عدم هیچ گونه رابطه اى بین التزام دینى و مرگ و میر ) براى از بین بردن رابطه کلى معنى دار التزام دینى و مرگ و میر مورد نیاز است (تا اندازه اثر میانگین به دست آمده را بى معنا, یعنى .05 P> یک دامنه, کند) که ما در تحلیل هاى مختلط مان آن را یافتیم.
علاوه بر این, بگ (1985) خاطرنشان کرد که سوگیرى نشریه به احتمال زیاد در فراتحلیل هاى حیطه هاى پژوهشى وجود دارد که در آن پژوهش هاى زیادى داراى اندازه هاى نمونه کوچک هستند. در مقایسه, پژوهش ما بر روى پژوهش هاى مرتبط فقط 42 اندازه اثر را با
[225]
میانگین اندازه نمونه 2996 نشان داد. این شواهد و قراین هم گرا حاکى از آن است که استنتاج هاى ما از سوگیرى انتشارات در امان است. با این وجود, از خوانندگان تقاضا مى کنیم که نتایج پژوهش هاى منتشر نشده و منتشر شده اى را که در نقد و بررسى انجام شده به دست مایکل, اى, مکالخ وجود ندارد براى ما ارسال نمایند. داده هاى ارائه شده به نقد و بررسى حاضر اضافه شده و به رد سوگیرى انتشاراتى به عنوان تبیینى براى نتایج فعلى کمک خواهد کرد.
بحث
در طى بررسى مکتوبات گسترده پژوهشى, ما 42 اندازه اثر مستقل را براساس نمونه هاى تقریباً 126000 نفرى که نمایان گر ارتباط التزام دینى و مرگ و میر به هر دلیل بودند, شناسایى کردیم. اکثر (23=K) این اندازه هاى اثر براساس شاخص هاى تک فقره اى حضور در مراسم دینى یا دین دارى ذهنى با پایایى محدودى استوار بودند, با وجود این که ابزارهاى پیش رفته اى براى ارزیابى التزام دینى به طور گسترده اى در دست رس است (هیل و هود, 1999), ناپایایى ارتباط بین متغیر سنجیده شده را با متغیرهاى دیگر مورد نظر (مثل مرگ و میر) تضعیف مى کند, و اندازه هاى اثر کمترى را نشان مى دهد نسبت به زمانى که اگر متغیرها بدون خطا سنجیده مى شدند, نشان مى دادند (هانتر و اشمیت, 1990). بنابراین, اندازه هاى اثرى که در این جا گزارش شده اند باید برآوردهاى محافظه کارانه اى از ارتباط بین التزام دینى و مرگ و میر تلقى شوند.
ارتباط بین التزام دینى و مرگ و میر به هر دلیل
على رغم محدودیت هاى روان سنجى موجود, فراتحلیل ها نشان دادند که شانس ماندگارى افرادى که نمره بالاترى را در شاخص هاى التزام دینى (بعد از کنترل آمارى) گرفتند 129% شانس ماندگارى افرادى بود که نمره کمترى را در شاخص هاى مذکور کسب کرده اند. نسبت شانس این اندازه با هم بستگى چهار طرفه .10 معادل است (دیویدف و گوهین, 1953). این اندازه اثر براساس قاعده تجربى کوهن (1988) در علوم رفتارى ناچیز به حساب مى آید. با این وجود, ارتباط التزام دینى و مرگ و میر ممکن است با در نظر گرفتن اهمیت متغیر معیار (یعنى مرگ و میر) و هم چنین تعداد افراد در جامعه که به نحوى بالقوه در معرض دین قرار مى گیرند داراى اهمیت و ارزش عملى قابل توجهى باشد.
اگرچه نیرومندى این رابطه به صورت تابعى از چند متغیر تعدیل کننده تغییر مى کند, ولى یافته هاى پایه اى قطعى بودند: التزام دینى با احتمال ماندگارى بالایى (یا بالعکس احتمال مرگ پایینى) در طى هر
[226]
دوره پى گیرى خاصى مرتبط است. این یافته ها را نمى توان به سوگیرى نشریه نسبت داد.
متغیرهاى تعدیل کننده: تبیین ارتباط التزام دینى و مرگ و میر
تحلیل هاى تعدیل کننده ما به روشن شدن ماهیت رابطه بین التزام دینى و مرگ و میر کمک کرد. امّا تبیین هاى زیر با رعایت احتیاط پیشنهاد مى گردد, به این دلیل که این تبیین ها از روى تفسیر داده هاى هم بستگى چند متغیرى حاصل آمده که از نمونه کاملا کوچک پژوهش ها بیرون کشیده شده اند (هجز, 1992; هانتر و اشمیت, 1990).
ویژگى هاى پژوهش
ارتباط فوق العاده مطلوب التزام دینى همگانى و مرگ و میر ممکن است, تا حدودى, مولود آن چه لوین و وندرپول (1987) اثر جانشین دانستند, باشد (یعنى خلط بین التزام دینى همگانى و عمل کرد جسمانى) هرچند ما هیچ شاهدى نیافتیم بر این که ارتباط التزام دینى و مرگ و میر در مطالعاتى که سلامت جسمى را کنترل نکردند, قوى تر است و پژوهش گران باید مراقب باشند که سلامت جسمى خط پایه [مبنا] را در تحقیقات آتى کنترل کنند, مبادا ارتباط حقیقى التزام دینى و مرگ و میر بیش از حد برآورد شود. در واقع, پژوهش گرانى که دین و مرگ و میر را در آینده تحقیق و بررسى مى کنند باید جد و جهد کنند تا همه متغیرهاى اجتماعى جمعیت شناختى, اجتماعى و بهداشتى را که در حکم عوامل خطر مرگ زودرس مشهورند کنترل کنند. برخى از این متغیّرها (مانند نژاد, جنسیت, سن و احتمالاً وضعیت سلامت جسمى) عوامل درهم آمیختگى مربوط به ارتباط بین التزام دینى و مرگ و میر هستند. متغیرهاى دیگر (از جمله حمایت اجتماعى, فعالیت هاى اجتماعى و رفتارهاى بهداشتى) ممکن است عوامل درهم آمیختگى یا عوامل واسط ارتباط دین با مرگ و میر باشند. در هر دو مورد, پژوهش گران فقط در صورتى تصویر دقیقى از ارتباط بین دین و مرگ و میر را ارائه خواهند داد که در اندازه گیرى و ساخت و پرداخت این عوامل درهم آمیختگى بالقوه و عوامل واسط به قدر کافى جانب دقت و احتیاط را رعایت کنند.
نتیجه گیرى
هرچند ماهیت هم بستگى نگر داده ها سدّ راه استنتاج هاى علّى هستند, ولى التزام دینى واجد ارتباطى چشم گیر و مطلوب با مرگ و میر به هر علت است. این رابطه در پژوهش هایى که در آن
[227]
بخش اعظم مشارکت کنندگان را زنان تشکیل مى دهند, و کنترل دیگر متغیرهاى مشترک مرگ و میر ناکافى است و معیارها یا شاخص هاى التزام دینى همگانى مورد استفاده قرار مى گیرد, قوى تر است. گرچه قسمتى از ارتباط التزام دینى و مرگ و میر ممکن است ناشى از درهم آمیختگى موجود باشد قسمت اعظمى از این ارتباط ممکن است اساسى, و چه بسا متأثر از رفتارهاى سلامت افزا, نظیر حفظ حجم بدنى طبیعى, باشد.
با در نظر گرفتن این نتایج ـ مبتنى بر نمونه اى فراتحلیلى مرکب از حدود 126000 شرکت کننده ـ پژوهش گران آینده که علاقه مند به فعالیت در این گونه موضوعات هستند, چه بسا نباید توجه و اهتمام خود را منحصراً به کندوکاو در این که آیا چنین ارتباطى وجود دارد یا نه, معطوف کنند, بلکه باید در مورد سازوکارهایى که به مدد آنها التزام دینى ارتباط مطلوبى را با مرگ و میر به دست مى دهد, به کندوکاو بپردازند. براى پیش برد این دستور کار پژوهشى, پژوهش گران بایستى از معیارهاى پایانى چند وجهى ناظر به التزام دینى (مانند التزام دینى همگانى, فعالیت هاى دینى اختصاصى, باورهاى دینى, انگیزش هاى دینى و کنار آمدن دینى) بیشتر استفاده کنند. علاوه بر این, باید روش هاى آمارى پیچیده (یعنى مدل سازى معادلات ساختارى) بیشترى را در قالب ریزى سازوکارها (از جمله سازوکارهاى اساسى اى مانند طرق روانى ـ اجتماعى یا فیزیولوژیکى و نیز سازوکارهاى روش شناختى اى نظیر درهم آمیختگى) به کار ببرند تا از این رهگذر بتوان ارتباط بین التزام دینى را با مرگ و میر به دست آورد. درهم آمیختگى هاى بالقوه اى که باید قالب ریزى شوند عبارتند از: سن, نژاد, جنسیت و سلامت جسمانى. طرق به طور بالقوه اساسى ممکن