مجله تحقیقات سلامت در جامعه

مقدمه
اختلال مصرف مواد یکی از مهم‌ترین مشکلات سلامت روان در جهان است که با الگوی مزمن و عودکننده شناخته می‌شود. با وجود پیشرفت‌های قابل‌توجه در درمان‌های دارویی و روان‌شناختی، میزان عود پس از درمان همچنان بالا گزارش شده و بسیاری از افراد پس از دوره‌ای از پرهیز، مجدداً به مصرف مواد بازمی‌گردند. به همین دلیل، شناسایی عوامل روان‌شناختی مؤثر بر تداوم بهبودی و طراحی مداخلات مؤثر برای پیشگیری از عود، به یکی از اولویت‌های اصلی پژوهش و درمان در حوزه اعتیاد تبدیل شده است [1، 2].
در سال‌های اخیر، تنظیم هیجان به‌عنوان یکی از سازوکارهای کلیدی در تبیین شکل‌گیری، تداوم و عود اختلال مصرف مواد مورد توجه قرار گرفته است. تنظیم هیجان به فرآیندهایی اشاره دارد که افراد از طریق آن‌ها تجربه، شدت، مدت و ابراز هیجان‌های خود را مدیریت می‌کنند. در میان مدل‌های نظری موجود، مدل فرآیندی گراس یکی از شناخته‌شده‌ترین چارچوب‌ها برای تبیین تنظیم هیجان است. این مدل دو راهبرد پرکاربرد را معرفی می‌کند: ارزیابی مجدد شناختی و سرکوب هیجانی. ارزیابی مجدد شناختی یک راهبرد پیشایندی محسوب می‌شود که طی آن فرد معنای یک موقعیت را بازتفسیر می‌کند تا شدت پاسخ هیجانی کاهش یابد، درحالی‌که سرکوب هیجانی راهبردی پاسخ‌محور است که بر مهار ابراز بیرونی هیجان پس از شکل‌گیری پاسخ هیجانی تمرکز دارد [3].
پژوهش‌ها نشان داده‌اند افراد مبتلا به اختلال مصرف مواد در مقایسه با افراد عادی، بیشتر از راهبردهای ناسازگارانه تنظیم هیجان استفاده می‌کنند و در بهره‌گیری از راهبردهای سازگارانه با محدودیت مواجه هستند. شواهد حاصل از مطالعات طولی و فراتحلیل‌ها نشان می‌دهد دشواری در تنظیم هیجان با افزایش شدت ولع مصرف، کاهش توانایی مقابله با موقعیت‌های پرخطر و افزایش احتمال عود همراه است [1، 4، 5]. همچنین مطالعات عصب‌روان‌شناختی حاکی از آن است که اختلال در فرآیندهای تنظیم هیجان با تغییر در عملکرد سامانه‌های شناختی و هیجانی مرتبط بوده و می‌تواند آسیب‌پذیری افراد را نسبت به بازگشت به مصرف افزایش دهد [2، 6]. 
در پاسخ به این چالش‌ها، رویکردهای مختلفی برای پیشگیری از عود توسعه یافته‌اند. یکی از شناخته‌شده‌ترین این رویکردها، پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی (MBRP) است که با هدف افزایش آگاهی غیرقضاوتی نسبت به تجربه‌های درونی، کاهش واکنش‌پذیری هیجانی و ارتقای پذیرش هیجان‌ها طراحی شده است. مطالعات تجربی نشان داده‌اند MBRP می‌تواند به کاهش ولع مصرف، بهبود تنظیم هیجان و کاهش احتمال عود در افراد مبتلا به اختلال مصرف مواد کمک کند [7-9]. باوجوداین، برخی پژوهشگران معتقدند مداخلات مبتنی بر ذهن‌آگاهی ممکن است برای همه بیماران به یک اندازه اثربخش نباشند و در برخی افراد دارای مشکلات شناختی، نقص‌های اجرایی یا الگوهای هیجانی مزمن، به‌تنهایی برای ایجاد تغییرات پایدار کافی نباشند [9، 10]. 
در سال‌های اخیر، توجه پژوهشگران به مداخلات چندمؤلفه‌ای و یکپارچه‌نگر افزایش یافته است. این مداخلات با تلفیق مؤلفه‌هایی مانند بازسازی شناختی، آموزش مهارت‌های تنظیم هیجان، حل مسئله، مهارت‌های مقابله‌ای و راهبردهای رفتاری تلاش می‌کنند چندین سازوکار مرتبط با عود را به‌صورت هم‌زمان هدف قرار دهند. مطالعات اخیر نشان داده‌اند ترکیب راهبردهای شناختی، هیجانی و رفتاری می‌تواند در مقایسه با مداخلات تک‌مؤلفه‌ای، بهبود بیشتری در تنظیم هیجان و پیامدهای درمانی مرتبط با اعتیاد ایجاد کند [10، 11]. از این منظر، برنامه‌های پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر ممکن است ظرفیت بیشتری برای ایجاد تغییرات پایدار در فرایندهای تنظیم هیجان داشته باشند.
با وجود گسترش پژوهش‌ها در حوزه پیشگیری از عود، چند خلأ مهم همچنان وجود دارد. نخست، بخش قابل‌توجهی از مطالعات بر پیامدهایی مانند ولع مصرف، شدت وابستگی یا میزان عود متمرکز بوده‌اند و تنظیم هیجان کمتر به‌عنوان متغیر اصلی مورد بررسی قرار گرفته است [4، 5]. دوم، مطالعات محدودی به مقایسه مستقیم اثربخشی برنامه‌های پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر و پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی پرداخته‌اند. سوم، بیشتر شواهد موجود از جوامع غربی به دست آمده و پژوهش‌های انجام‌شده در بافت‌های فرهنگی غیرغربی همچنان محدود است [11، 12]. ازاین‌رو، بررسی و مقایسه اثربخشی این دو رویکرد درمانی بر مؤلفه‌های تنظیم هیجان می‌تواند به توسعه دانش موجود و بهبود برنامه‌های درمانی در حوزه اعتیاد کمک کند.
بنابراین، پژوهش حاضر با هدف مقایسه اثربخشی برنامه پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر و پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی در بهبود تنظیم هیجان افراد مبتلا به اختلال مصرف مواد در حال بهبودی انجام شد.

فرضیه‌های پژوهش
برنامه پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر در مقایسه با برنامه پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی، اثربخشی بیشتری در بهبود تنظیم هیجان افراد مبتلا به اختلال مصرف مواد در حال بهبودی دارد.
دو مداخله پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر و پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی در مقایسه با گروه کنترل موجب افزایش ارزیابی مجدد شناختی می‌شوند.
دو مداخله پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر و پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی در مقایسه با گروه کنترل موجب کاهش سرکوب هیجانی می‌شوند.

روش کار
مطالعه حاضر در قالب یک طرح نیمه‌آزمایشی با پیش‌آزمون، پس‌آزمون و پیگیری 3 ‌ماهه انجام شد. سه گروه شامل گروه آزمایش دریافت‌کننده بسته مداخله پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر، گروه مقایسه دریافت‌کننده مداخله پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی و گروه کنترل (بدون دریافت مداخله؛ لیست انتظار) در نظر گرفته شدند.
جامعه آماری شامل تمامی افراد وابسته به مواد در حال بهبودی بود که در مراکز اقامتی و انجمن‌های خودیاری (NA) شهر بجنورد در سال 1402 حضور داشتند و حداقل یک دوره پاکی را تجربه کرده بودند. حجم نمونه باتوجه‌به نتایج مطالعه بوئن و همکاران با در نظر گرفتن اندازه اثر متوسط، سطح معناداری 0/05، توان آزمون 80 درصد و با در نظر گرفتن احتمال ریزش نمونه 60 نفر برآورد شد که براساس معیارهای ورود، در مطالعه حاضر شرکت کردند و به‌صورت تصادفی به سه گروه 20  نفره تخصیص یافتند [13]. نمونه‌گیری در این پژوهش در دو مرحله انجام شد. در مرحله نخست، نمونه‌ها به روش در دسترس از میان افراد مبتلا به اختلال مصرف مواد مراجعه‌کننده به مراکز درمان سرپایی اعتیاد و گروه‌های انجمن معتادان گمنام (NA) شهر بجنورد که واجد معیارهای ورود به مطالعه بودند، انتخاب شدند. پس از بررسی معیارهای ورود و خروج، 60 نفر واجد شرایط وارد مطالعه شدند.
در مرحله دوم، شرکت‌کنندگان توسط یک دستیار پژوهشی مستقل که در اجرای مداخله و ارزیابی پیامدها نقشی نداشت، با استفاده از جدول اعداد تصادفی تولیدشده توسط رایانه، به‌صورت تصادفی در سه گروه 20 نفره شامل گروه پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر، گروه پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی و گروه کنترل تخصیص یافتند. باتوجه‌به اینکه انتخاب نمونه‌ها در مرحله نخست به‌صورت غیراحتمالی (در دسترس) انجام شد، پژوهش حاضر از نظر روش‌شناختی در زمره مطالعات نیمه‌آزمایشی قرار می‌گیرد، هرچند تخصیص شرکت‌کنندگان به گروه‌های پژوهش به‌صورت تصادفی انجام شد. همچنین، ارزیابان پژوهش نسبت به تخصیص گروهی شرکت‌کنندگان آگاهی نداشتند (کورسازی ارزیاب).
معیارهای ورود شامل رضایت آگاهانه برای شرکت در پژوهش، تشخیص اختلال مصرف مواد براساس معیارهای راهنمای تشخیصی و آماری اختلالات روانی- ویرایست پنجم (DSM-5)، سن 18 سال و بالاتر، توانایی خواندن و نوشتن و امکان حضور منظم در جلسات درمانی بود. شرکت‌کنندگان از میان افراد مبتلا به اختلال مصرف مواد که در وضعیت پرهیز فعال قرار داشتند انتخاب شدند. مدت پرهیز در تمامی افراد حداقل 1 ماه بود. وجود اختلالات روان‌پزشکی شدید از طریق مصاحبه بالینی و بررسی پرونده درمانی غربال شد و شرکت‌گنندگانی که اختلالات روانپزشکی شدید داشتند از طرح مطالعه خارج شدند. تشخیص اختلال مصرف مواد براساس معیارهای راهنمای تشخیصی و آماری اختلالات روانی، ویرایش پنجم (DSM-5) و توسط روان‌شناس بالینی یا روان‌پزشک مراکز درمانی تأیید شد. همچنین افراد دارای اختلالات شدید روان‌پزشکی (مانند اختلالات روان‌پریشی)، نقص شناختی شدید یا بیماری‌های جسمانی ناتوان‌کننده که مانع مشارکت در جلسات می‌شدند، وارد مطالعه نشدند.
معیارهای خروج از مطالعه شامل غیبت در بیش از 2 جلسه متوالی، انصراف داوطلبانه از ادامه پژوهش و بروز مشکلات حاد جسمی یا روان‌پزشکی در طول اجرای مداخله بود که ادامه مشارکت فرد در مطالعه را غیرممکن می‌ساخت.

ابزار گردآوری اطلاعات
فرم اطلاعات جمعیت‌شناختی و سابقه مصرف مواد
به‌منظور جمع‌آوری اطلاعات زمینه‌ای شرکت‌کنندگان، از فرم اطلاعات جمعیت‌شناختی محقق‌ساخته استفاده شد. این فرم شامل متغیرهای سن، جنسیت، وضعیت تأهل، سطح تحصیلات، نوع ماده مصرفی اصلی، مدت‌زمان مصرف مواد، مدت‌زمان پرهیز از مصرف بود. اطلاعات حاصل از این فرم صرفاً برای توصیف ویژگی‌های نمونه پژوهش و بررسی همگنی گروه‌ها در مرحله پیش‌آزمون مورد استفاده قرار گرفت.

پرسش‌نامه تنظیم هیجانی (ERQ) گراس و جان 
برای سنجش تنظیم هیجان از پرسش‌نامه تنظیم هیجان گروس و جان (2003) استفاده شد [14]. این ابزار شامل 10 گویه و 2 خرده‌مقیاس ارزیابی مجدد شناختی (6 گویه) و سرکوب هیجانی (4 گویه) است دامنه امتیاز این پرسش‌نامه بین 10 تا 70 است. هر چه امتیاز حاصل‌شده از این پرسش‌نامه بیشتر باشد، نشان‌دهنده میزان بیشتر تنظیم هیجانی بود و بالعکس. در این پرسش‌نامه پاسخ‌ها براساس طیف لیکرت 7 درجه‌ای از 1 (کاملاً مخالفم) تا 7 (کاملاً موافقم) نمره‌گذاری می‌شوند. نمره هر خرده‌مقیاس به‌طور جداگانه از مجموع گویه‌های مربوطه محاسبه می‌شود؛ به‌گونه‌ای‌که نمرات بالاتر در ارزیابی مجدد شناختی نشان‌دهنده استفاده بیشتر از راهبردهای سازگارانه تنظیم هیجان و نمرات بالاتر در سرکوب هیجانی بیانگر استفاده بیشتر از راهبرد بازداری ابراز هیجان است [15]. در مطالعه حیدری و همکاران، روایی سازه نسخه فارسی تأیید و ضرایب آلفای کرونباخ برای خرده‌مقیاس‌های ارزیابی مجدد شناختی و سرکوب هیجانی به‌ترتیب 0/79 و 0/73 گزارش شد [16]. در پژوهش حاضر نیز ضرایب آلفای کرونباخ برای ارزیابی مجدد شناختی و سرکوب هیجانی به‌ترتیب 0/84 و 0/81 به ‌دست آمد.

روش اجرای پژوهش
پیش از ورود به مطالعه، اهداف، مراحل اجرا، مزایا و مخاطرات احتمالی پژوهش به‌طور کامل برای شرکت‌کنندگان توضیح داده شد و رضایت‌نامه آگاهانه کتبی از تمامی افراد دریافت گردید. به شرکت‌کنندگان اطمینان داده شد اطلاعات آنان محرمانه باقی خواهد ماند و داده‌ها به‌صورت کدگذاری‌شده و بدون ذکر مشخصات هویتی تحلیل و گزارش می‌شوند. همچنین شرکت‌کنندگان در هر مرحله از پژوهش حق داشتند بدون هیچ‌گونه پیامد منفی از ادامه همکاری انصراف دهند. تمامی مراحل پژوهش مطابق با اصول اخلاقی مندرج در بیانیه هلسینکی انجام شد.
در این مطالعه ارزیابی‌ها شامل پیش‌آزمون، پس‌آزمون و پیگیری 3 ماهه بود تا اثر کوتاه‌مدت و پایداری مهارت‌های تنظیم هیجان بررسی شود. برای دو گروه مداخله بعد از پیش‌آزمون (تکمیل پرسش‌نامه) به‌ترتیب مداخلات پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی و پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر انجام شد که جزئیات آن به شرح ذیل است:
مداخله پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی براساس پروتکل استاندارد بوون و همکاران و با حفظ ساختار اصلی برنامه اجرا شد. این رویکرد بر اصول ذهن‌آگاهی، آگاهی غیرقضاوتی نسبت به تجارب درونی، پذیرش هیجان‌ها و ولع مصرف و کاهش پاسخ‌های خودکار نسبت به محرک‌های مرتبط با مصرف استوار است [13]. جدول شماره 1، جلسات به‌صورت هفتگی و در قالب 8 جلسه 90 دقیقه‌ای برگزار شد و شرکت‌کنندگان علاوه‌بر حضور در جلسات، تمرین‌های روزانه ذهن‌آگاهی را در منزل انجام می‌دادند. 


جدول شماره 2، مداخله پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر، شامل 8 جلسه 90 دقیقه‌ای هفتگی بود که مهارت‌های تنظیم هیجان به‌صورت متمرکز در جلسات 7 و 8 آموزش داده شد.


در این جلسات، تمرکز بر استراتژی‌های فعال شناختی–رفتاری مانند توقف فکر، برنامه‌ریزی فعالیت‌های لذت‌بخش و مهارت‌های مقابله با ولع مصرف بود، بدون استفاده از مؤلفه‌های ذهن‌آگاهی. تمرین عملی، بحث گروهی و تکلیف خانگی، امکان تمرین مهارت‌ها در موقعیت‌های واقعی را فراهم کرد. بسته مداخله حاضر با رویکرد فرآیندمحور طراحی شد و با هدف‌گیری هم‌زمان مؤلفه‌های شناختی، هیجانی و اجرایی مرتبط با عود مصرف مواد تدوین گردید. در این بسته، مؤلفه‌های روان‌آموزی عصب‌روان‌شناختی، بازسازی شناختی، پردازش هیجانی و آموزش مهارت‌های مقابله‌ای در قالب ساختاری یکپارچه ترکیب شدند.
درارتباط‌با گروه کنترل، شرکت‌کنندگان در طول دوره اجرای پژوهش از آذر ماه سال 1403 تا فروردین ماه سال 1404 در لیست انتظار قرار داشتند و خدمات معمول مراکز درمانی را در مراکز درمان سرپایی اعتیاد شهر بجنورد دریافت کردند. این خدمات شامل درمان دارویی نگهدارنده (نظیر بوپرنورفین) تحت نظارت پزشک و جلسات مشاوره حمایتی معمول بود که توسط مشاوران و کارشناسان درمان اعتیاد مراکز مربوطه ارائه می‌شد. در طول دوره 8 ‌هفته‌ای مداخله، هیچ‌گونه مداخله روان‌شناختی ساختاریافته با هدف بهبود تنظیم هیجان یا پیشگیری از عود برای این گروه اجرا نشد. شرکت‌کنندگان گروه کنترل پس از تکمیل ارزیابی پیگیری 3 ‌ماهه، مداخله پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر را دریافت کردند. 

تجزیه‌وتحلیل داده‌ها
داده‌ها با استفاده از نرم‌افزار SPSS نسخه 26 تحلیل شدند. برای توصیف ویژگی‌های جمعیت‌شناختی و متغیرهای پژوهش از شاخص‌های آمار توصیفی شامل میانگین و انحراف‌معیار و فراوانی و درصد استفاده شد. از آزمون شاپیرو-ویلک برای ارزیابی نرمال بودن توزیع داده‌ها و آزمون لون برای بررسی همگنی واریانس‌ها و آزمون موچلی برای بررسی کرویت استفاده شد. برای مقایسه تغییرات متغیرهای پژوهش در سه گروه و سه مرحله اندازه‌گیری (پیش‌آزمون، پس‌آزمون و پیگیری)، از تحلیل واریانس با اندازه‌گیری مکرر استفاده شد. همچنین برای مقایسه‌های زوجی بین گروه‌ها از آزمون تعقیبی بونفرونی استفاده گردید. در تمامی تحلیل‌ها، سطح معناداری آماری کمتر از 0/05 ملاک تصمیم‌گیری قرار گرفت.

یافته‌ها
در پژوهش حاضر 60 فرد وابسته به مواد در سه گروه 20 نفره شامل، آزمون اول (پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی)، آزمون دوم (بسته مداخله پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر) و گروه کنترل شرکت کردند، که میانگین و انحراف‌معیار سنی کل افراد 8/2±34/5 در بازه 20 تا 35 سال بود. اطلاعات جمعیت‌شناختی مربوط به افراد شرکت‌کننده در پژوهش در جدول شماره 3 گزارش شده است.


برای بررسی همگن بودن گروه‌ها ازنظر ویژگی‌های جمعیت‌شناختی از آزمون مجذور کای‌اسکوئر استفاده شد. باتوجه‌به عدم معنی‌داری آماره به‌دست‌آمده نتیجه گرفته شد که بین متغیرهای جمعیت‌شناختی گروه‌ها تفاوتی وجود ندارد (0/05<P). در جدول شماره 4، آمار توصیفی مربوط به میانگین و انحراف‌معیار نمرات تنظیم هیجان (ارزیابی مجدد و سرکوبی هیجان) به تفکیک برای افراد گروه‌ کنترل و گروه‌های‌ آزمایش و در سه مرحله پیش‌آزمون، پس‌آزمون و پیگیری نشان داده شده است.


همان‌طورکه ملاحظه می‌گردد در گروه کنترل میانگین نمرات در پیش‌آزمون نسبت به مرحله پس‌آزمون تغییر چندانی را نشان نمی‌دهد اما در گروه‌های آزمایش، شاهد بهبود نمرات ارزیابی مجدد و کاهش سرکوبی هیجان در مرحله پس‌آزمون نسبت به پیش‌آزمون هستیم. البته معنی‌داری این تفاوت‌ها به تحلیل آماری استنباطی نیاز دارد که در ادامه مورد بررسی قرار می‌گیرد. همچنین آماره شاپیرو–ویلک گروه‌های آزمایش و کنترل در مراحل پیش‌آزمون، پس‌آزمون و پیگیری تنظیم هیجان (ارزیابی مجدد و سرکوبی هیجان) معنادار نیست. بنابراین توزیع متغیر تنظیم هیجان (ارزیابی مجدد و سرکوبی هیجان) در پیش‌آزمون، پس‌آزمون و پیگیری نرمال است (0/05<P). به‌منظور مقایسه اثربخشی بسته پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر طراحی شده و درمان پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی ازلحاظ متغیر تنظیم هیجان (ارزیابی مجدد و سرکوبی هیجان) از آزمون تحلیل کوواریانس با اندازه‌گیری‌های مکرر و آزمون تعقیبی بنفرونی استفاده شد. نتایج مربوط به اجرای این آزمون‌ها همراه با پیش‌فرض‌های آن در ادامه ارائه ‌شده است. آزمون لون برای بررسی همگنی واریانس بین گروه‌ها اجرا شد و نتایج نشان داد آزمون لون معنادار نمی‌باشد و فرض همگنی واریانس‌ها برای متغیر ارزیابی مجدد شناختی برقرار است (84/F=0 و 52/P=0). همچنین آزمون لون برای متغیر سرکوب هیجانی نیز معنادار نبود (27/F=1 و 29/P=0). ازاین‌رو فرض صفر مبنی بر همگنی واریانس متغیرها مورد تأیید قرار می‌گیرد. برای بررسی فرض همگنی واریانس کوواریانس از آزمون کرویت استفاده گردید؛ نتایج آزمون موچلی فرض کرویت برای متغیر ارزیابی مجدد را رد کرد (0/47=آماره موچلی و 0/001=P). باتوجه‌به نتایج، چون آزمون موچلی برای متغیر ارزیابی مجدد معنی‌دار شده است باید از سطح معناداری آزمون گرین‌هاوس گیزر برای آزمون فرضیه استفاده کرد. همچنین نتایج آزمون موچلی فرض کرویت برای متغیر سرکوبی هیجان را رد نکرد (0/90=آماره موچلی و 0/052=P) باتوجه‌به نتایج جدول شماره 4، چون آزمون موچلی برای متغیر سرکوبی هیجان معنی‌دار نشده است؛ بنابراین، برای این متغیر می‌توان از سطح معنی‌داری بدون اصلاح در آزمون فرضیه استفاده کرد.
در جدول شماره 5، نتایج آزمون اثرهای درون‌گروهی ارائه شده است.


همان‌گونه که نتایج جدول نشان می‌دهد بین میانگین نمرات متغیرهای ارزیابی مجدد و سرکوبی هیجان در مراحل پیش‌آزمون، پس‌آزمون و پیگیری تفاوت معناداری وجود دارد. همچنین، نتایج مربوط به اثر تعاملی زمان و گروه نشان داد این اثر نیز معنادار است (0/001>P)، که بیانگر آن است که میزان تغییرات این متغیرها در طول زمان در گروه‌های پژوهش یکسان نبوده است. نتایج مربوط به مجذور سهمی اتا نشان داد در متغیر ارزیابی مجدد، اندازه اثر عامل زمان برابر با 0/697 و اندازه اثر تعامل زمان و گروه برابر با 0/685 است. این یافته‌ها حاکی از آن است که به‌ترتیب 69/7 درصد و 68/5 درصد از واریانس تغییرات ارزیابی مجدد به عامل زمان و تعامل زمان و گروه نسبت داده می‌شود که بیانگر اندازه اثر قوی متغیر مستقل می‌باشد. همچنین، در متغیر سرکوبی هیجان، مقدار مجذور سهمی اتا برای عامل زمان برابر با 0/702 و برای تعامل زمان و گروه برابر با 0/692 به‌ دست آمد. این نتایج نشان می‌دهد به‌ترتیب 70/2 درصد و 69/2 درصد از واریانس تغییرات سرکوبی هیجان توسط عامل زمان و تعامل زمان و گروه تبیین می‌شود که حاکی از تأثیر قوی مداخله پژوهش است. به‌منظور بررسی دقیق‌تر تفاوت‌های بین گروه‌ها و تعیین اثربخشی هریک از روش‌های درمانی، پس از معنادار شدن اثر زمان و اثر تعاملی زمان و گروه، از آزمون تعقیبی بونفرونی استفاده شد. نتایج این آزمون امکان مقایسه زوجی میانگین‌ها را فراهم ساخت و مشخص نمود تفاوت بین گروه‌های پژوهش در متغیرهای موردبررسی معنادار است.
در جدول شماره 6، نتایج آزمون تعقیبی بونفرونی برای مقایسه‌های جفتی در متغیر تنظیم هیجان بین گروه‌های پژوهش ارائه شده است.


نتایج آزمون تعقیبی بونفرونی نشان داد در متغیر ارزیابی مجدد، بین گروه کنترل و گروه پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی تفاوت معناداری وجود دارد (0/005=P). همچنین بین گروه کنترل و گروه بسته پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر طراحی‌شده، تفاوت معنادار گزارش شد (0/001>P). علاوه‌براین، تفاوت میان گروه پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی و گروه بسته پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر طراحی‌شده نیز معنادار بود (0/021=P). باتوجه‌به مقادیر اختلاف میانگین‌ها، بیشترین افزایش در ارزیابی مجدد مربوط به گروه بسته پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر طراحی‌شده بوده است که نشان می‌دهد این روش در مقایسه با درمان مبتنی بر ذهن‌آگاهی و گروه کنترل، اثربخشی بیشتری در افزایش ارزیابی مجدد داشته است. همچنین نتایج آزمون بونفرونی در متغیر سرکوبی هیجان نشان داد تفاوت بین گروه کنترل و گروه پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی معنادار است (0/001>P). همچنین تفاوت بین گروه کنترل و گروه بسته پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر طراحی‌شده نیز معنادار گزارش شد (0/001>P). افزون‌براین، تفاوت میان گروه پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی و گروه بسته پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر طراحی‌شده معنادار بود (0/014=P). براساس اختلاف میانگین‌های به‌دست‌آمده، بسته پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر طراحی‌شده بیشترین تأثیر را در کاهش سرکوبی هیجان نشان داده و در مقایسه با درمان مبتنی بر ذهن‌آگاهی و گروه کنترل، اثربخشی بالاتری داشته است. نتایج مقایسه‌های زوجی نشان داد گروه پیشگیری از عود یکپارچه‌نگر کاهش بیشتری در نمرات سرکوب هیجانی نسبت به گروه پیشگیری از عود مبتنی بر ذهن‌آگاهی تجربه کرده است. باتوجه‌به اینکه نمرات پایین‌تر در این زیرمقیاس نشان‌دهنده استفاده کمتر از راهبردهای ناسازگارانه سرکوب هیجان هستند، این یافته بیانگر اثربخشی بیشتر مداخله یکپارچه‌نگر در بهبود تنظیم هیجان است (تصاویر شماره 1، 2).

1. Stellern J, Xiao KB, Grennell E, Sanches M, Gowin JL, Sloan ME. Emotion regulation in substance use disorders: A systematic review and meta-analysis. Addiction. 2023; 118(1):30-47.  [DOI:10.1111/add.16001] [PMID]
2. Hand LJ, Paterson LM, Lingford-Hughes AR. Re-evaluating our focus in addiction: Emotional dysregulation is a critical driver of relapse to drug use. Transl Psychiatry. 2024; 14(1):467. [DOI:10.1038/s41398-024-03159-5] [PMID]
3. Trentini E, Dan-Glauser E. Which emotion regulation strategy is efficient for whom? Reappraisal and suppression efficiency for adaptive and maladaptive personality profiles. J Pers. 2025; 93(2):463-88. [DOI:10.1111/jopy.12948] [PMID]
4. Cyr L, Bernard L, Pedinielli JL, Cutarella C, Bréjard V. Association Between Negative Affectivity and Craving in Substance-Related Disorders: A systematic review and meta-analysis of direct and indirect relationships. Psychol Rep. 2023; 126(3):1143-80.  [DOI:10.1177/00332941211061079] [PMID]
5. González-Roz A, Castaño Y, Krotter A, Salazar-Cedillo A, Gervilla E. Emotional dysregulation in relation to substance use and behavioral addictions: Findings from five separate meta-analyses. Int J Clin Health Psychol. 2024; 24(3):100502. [DOI:10.1016/j.ijchp.2024.100502] [PMID]
6. Zheng H, Zhai T, Lin X, Dong G, Yang Y, Yuan TF. The resting-state brain activity signatures for addictive disorders. Med. 2024; 5(3):201-23.e6. [DOI:10.1016/j.medj.2024.01.008] [PMID]
7. Hosseini PS, Eftekhar Saadi Z, Johari Fard R. Effects of mindfulness-based relapse prevention therapy on drug craving and emotion regulation of therapeutic community centers clients. J Health Rep Technol. 2023; 9(3):e136888. [DOI:10.5812/jhrt-136888]
8. Killeen TK, Baker NL, Davis LL, Bowen S, Brady KT. Efficacy of mindfulness-based relapse prevention in a sample of veterans in a substance use disorder aftercare program: A randomized controlled trial. J Subst Use Addict Treat. 2023; 152:209116. [DOI:10.1016/j.josat.2023.209116] [PMID]
9. Parisi A, Roberts RL, Hanley AW, Garland EL. Mindfulness-oriented recovery enhancement for addictive behavior, psychiatric distress, and chronic pain: A Multilevel Meta-Analysis of Randomized Controlled Trials. Mindfulness (N Y). 2022; 13(10):2396-412.  [DOI:10.1007/s12671-022-01964-x] [PMID]
10. Wolitzky-Taylor K. Integrated behavioral treatments for comorbid anxiety and substance use disorders: A model for understanding integrated treatment approaches and meta-analysis to evaluate their efficacy. Drug Alcohol Depend. 2023; 253:110990. [DOI:10.1016/j.drugalcdep.2023.110990] [PMID]
11. Chrétien S, Giroux I, Smith I, Jacques C, Ferland F, Sévigny S, et al. Emotional Regulation in Substance-Related and Addictive Disorders Treatment: A Systematic Review. J Gambl Stud. 2025; 41(2):353-448. [DOI:10.1007/s10899-024-10366-8] [PMID] 
12. Tabugan DC, Bredicean AC, Anghel T, Dumache R, Muresan C, Corsaro L, et al. Novel insights into addiction management: A meta analysis on intervention for relapse prevention. Medicina (Kaunas). 2025; 61(4):619.  [DOI:10.3390/medicina61040619] [PMID]
13. Bowen S, Chawla N, Witkiewitz K. Mindfulness-based relapse prevention for addictive behaviors. In: Baer RA, editor. Mindfulness-based treatment approaches. New York: Academic Press; 2014. [DOI:10.1016/B978-0-12-416031-6.00007-4]
14. Gross JJ, John OP. Individual differences in two emotion regulation processes: Implications for affect, relationships, and well-being. J Pers Soc Psychol. 2003; 85(2):348-62.[DOI:10.1037/0022-3514.85.2.348] [PMID]
15. Sarmad Z, Bazargan A, Hejazi E. [Research methods in behavioral sciences (Persian)]. Tehran: Agah Publishing; 2011. [Link]
16. Heidari F, Shameli L, Hadianfard H. [Psychopathy Traitsand Attitudes toward Infidelity: The Mediating Role of Sensation Seeking (Persian)]. J Fam Res. 2022; 18(3):569-89. [Link]
17. Liu X, Zhang Y, Cheng H, Dong H, You Y, Wu Y, et al. Mindfulness-based relapse prevention targeting psychological craving and trait mindfulness in young Chinese women with methamphetamine dependence: A randomized controlled trial. Front Psychiatry. 2024; 15:1339517.  [DOI:10.3389/fpsyt.2024.1339517] [PMID]