التزام دینی و مرگ و میر: مروری فرا تحلیلی

در این مقاله،ثابت می‌شود كه التزام دینی به شكل معناداری با مرگ و میر پایین تر مرتبط است. به عبارت دیگر, در طول دوره پی گیری, افرادی كه بیشتر متدین بودند در مقام مقایسه با كسانی كه كمتر متدین بودند دارای شانس بیشتری برای عمری طولانی بودند.
●خلاصه
مقاله ای كه پیش روی شماست گزارشی است براساس فراتحلیلی به دست آمده از ۴۲ نمونه مستقل, كه ارتباط مستقیم التزام دینی و مرگ و میر به هر علت۳ را بررسی كرده اند. التزام دینی به شكل معناداری با مرگ و میر پایین تر (نسبت شانس۴=۱.۲۹; ۹۵% فاصله اطمینان۱.۲۰ - ۱.۳۹: ) مرتبط است. به عبارت دیگر, در طول دوره پی گیری۵, افرادی كه بیشتر متدین بودند در مقام مقایسه با كسانی كه كمتر متدین بودند دارای شانس بیشتری برای عمری طولانی بودند. گرچه نیرومندی رابطه بین التزام دینی و مرگ و میر به منزله تابعی از چندین متغیر تعدیل كننده تغییر می كند, ولی ارتباط آنها نیرومند و در همان حد و اندازه ای است كه از عوامل روانی ـ اجتماعی انتظار می رود. به نظر نمی رسد كه نتیجه گیری های صورت گرفته ناشی از سوگیری تحقیقات چاپ شده باشد.
شمار قابل توجهی از آمریكایی ها در فعالیت های دینی مشاركت دارند. بیش از نود درصد آمریكایی های بزرگ سال پیرو یك آیین دینی رسمی هستند (كاسمین و لاك من, ۱۹۹۳). بالغ بر ۹۶ درصد آنها به خدا یا یك روح عالمگیر۶ اعتقاد دارند, ۴۲ درصد, مراسم دینی را به شكل هفتگی یا تقریباً هر هفته به جا می آورند, ۶۷درصد, اعضای یك انجمن دینی محلی۷ اند و ۶۰ درصد, بر این باورند كه دین در زندگی روزمره آنها (بسیار حائز اهمیت) است (گلوپ, ۱۹۹۵).
آیا این قبیل فعالیت ها و باورهای دینی می توانند آثار سودمندی بر روی سلامت جسمانی داشته باشند؟ چندین پژوهش حاكی از آن است كه التزام دینی به گونه ای امیدبخش با سنجه های سلامت جسمانی مثل فشارخون بالا (لوین و وندرپول, ۱۹۸۹), سرطان (جارویس و نورث كات, ۱۹۸۷), بیماری قلبی (فریدلندر, كرك, و استاین, ۱۹۸۶), سكته (كولا نتونیو, كسل, و اُستفیلد, ۱۹۹۲) و خودكشی (كرك, شمی و همكاران, ۱۹۹۶) مرتبط است. مطالعات دیگر اشاره به این مهم كرده اند كه التزام دینی می تواند باعث محافظت فرد در مقابل فشار روانی و اثرات سوء آن بر سلامت روانی ـ جسمی شود (كندلر, گاردنر و پرسكت, ۱۹۹۷; كراوزه و ون ترن, ۱۹۸۷; پریسمن, لانیز, لارسن و استرین, ۱۹۹۰).
فرض بر این است كه رابطه های موجود بین التزام دینی و سلامت می تواند زمینه طول عمر را فراهم سازد. چندین مطالعه جدید (گلدبورت, یا آری و مدالی, ۱۹۹۳; هامر, راجرز, نم, والیسون, ۱۹۹۹; كرك, شمی و همكاران, ۱۹۹۶; آكسمن, فریمن و منهایمر, ۱۹۹۵; استراوبریج, كوهن, شما, و كاپلان, ۱۹۹۷) دریافتند كه اشكال مختلف التزام دینی به صورت حضور در مراسم دینی۸, عضویت در مجمع دینی۹, رسیدن به اطمینان و آرامش به كمك باورهای دینی فردی و سخت آیینی۱۰ دینی تجلی می یابد و با مرگ و میر كمتری همراه است.
●تعدیل كننده های بالقوه ارتباط بین التزام دینی و مرگ و میر
امّا, ارتباط بین التزام دینی و مرگ و میر چندان روشن نیست; احتمال دارد علاوه بر كیفیت روش های پژوهش به كار رفته برای بررسی این ارتباط, ویژگی های متعدد نمونه های مورد پژوهش در تحقیقات جداگانه نیز بر این رابطه تأثیرگذار باشند: یك قرن پژوهش و نظریه پردازی جامعه شناختی نشان داده است كه ارتباط التزام دینی و سلامت جسمانی می تواند به شكل نیرومندی با آن منابع روانی ـ اجتماعی ای كه دین فراهم می سازد مرتبط بوده و با هیچ یك از حالات روان شناختی مثبت اختصاصاً برخاسته از صور نهانی تر تجلی دینی ارتباطی نداشته باشد (دوركهایم, ۱۹۱۲/۱۹۹۵; ایدلر و كسل, a۱۹۹۷ ). به همین دلیل, شاخص های التزام دینی جمعی (یعنی, حضور در مراسم دینی) در مقایسه با شاخص های دین داری خصوصی (مثل دین داری خودارزیابانه, فراوانی نیایش پنهانی, یا كاربرد دین به مثابه یك منبع كنارآمدن) می تواند ارتباط نیرومندی با برآیندهای سلامت داشته باشد. با این همه, این رابطه به خاطر احتمال تداخل های زیر دارای پیچیدگی خاصی شده است:
الف) اشخاص سالم نسبت به اشخاص ناسالم احتمال بیشتری دارد كه در فعالیت های دینی جمعی حضور یابند. در نتیجه, ارتباط بین التزام دینی و مرگ و میر ممكن است برای شاخص های جمعی یا همگانی در مقایسه با شاخص های دین داری خصوصی نیرومندتر باشد, و میزان اثر مطالعاتی كه سنجه های جمعی التزام دینی را به كار می برند لازم است به كمك كنترل آماری سلامت جسمانی تعدیل شود.
ب) دو نمونه از مطالعات انجام شده بر روی بیماران سرطانی (كیون, كیون و واتسون, ۱۹۹۲; لوپرینزی و همكاران, ۱۹۹۴) دریافتند كه التزام دینی ارتباطی با مرگ و میر ندارد, در حالی كه چند مطالعه دیگر رابطه های امیدبخشی از التزام دینی و مرگ و میر را در میان افراد بزرگ سال ساكن اجتماع كه به طور كلی سالم بودند پیدا كردند (كلدبورت و همكاران, ۱۹۹۳; كرك, شمی و همكاران, ۱۹۹۶; استراوبریج و همكاران, ۱۹۹۷). از آن جایی كه ممكن است منافع مطلوب دین داری برای سلامت تا حدی از حق انتخاب های سبك زندگی و رفتارهای كنار آمدن كه در طول سالیان متمادی اثرات خودشان را دارند متأثر باشند, ارتباط التزام دینی و مرگ و میر ممكن است در نمونه های مركب از افراد سالم جامعه در مقایسه با نمونه های بیماران مورد توجه بالینی بیشتر باشد.
ج) برخی داده ها حاكی از ارتباط نیرومندتر التزام دینی و مرگ و میر در زنان نسبت به مردان است (هاوس, رابینز و متسنر, ۱۹۸۲; استراوبریج و همكاران, ۱۹۹۷). بر این اساس, مطالعاتی كه بیشتر نمونه های آنها را زنان تشكیل می دهند در مقایسه با مطالعاتی كه نمونه های آن را عمدتاً مردان تشكیل می دهند باید دارای رابطه مطلوبتری بین التزام دینی و مرگ و میر باشند.
د) شاخص های التزام دینی می توانند با گستره ای از متغیرهای جمعیتی, روانی ـ اجتماعی و فیزیولوژیكی مانند: (۱) سن, (۲) جنسیت, (۳) نژاد ـ قومیت, (۴) حمایت اجتماعی همگانی, (۵) بهزیستی روان شناختی, (۶) عادات مرتبط با سلامت مثل ورزش و استعمال دخانیات و (۷) سلامت جسمی, مرتبط یا آمیخته شود یا تحت تأثیر آنها قرار گیرد. تا حدی كه قضیه بر همین منوال است, ارتباط بین التزام دینی و مرگ و میر در مطالعاتی كه تعداد كمتری از این متغیرها را كنترل كرده اند نسبت به مطالعاتی كه شمار كثیری از عوامل واسط و تركیبی بالقوه را ضبط و مهار كرده اند, مطلوب تر خواهد بود (ایدلر و كارزی, a۱۹۹۷, b۱۹۹۷).
هرچند نقد و بررسی هایی درباره رابطه بین وابستگی فرقه ای و مرگ و میر (جارویس و نورث كات, ۱۹۸۷; ترویر, ۱۹۸۸) و بین التزام دینی و سلامت جسمی (كرایجی, لیو, لارسن, ولیونز, ۱۹۸۸; لوین و واندرپول, ۱۹۸۹) منتشر شده است, ولی هیچ پژوهش گری تاكنون روش های فراتحلیلی را به منظور بررسی رابطه التزام دینی و مرگ و میر به هر علت به كار نبسته است. برای پرداختن به این كمبود در مكتوبات, اجرای فراتحلیلی را در باب پژوهش های صورت گرفته روی التزام دینی و مرگ و میر بر عهده گرفتیم.
●روش
▪بررسی پیشینه (آثار مكتوب در این زمینه)
بررسی پیشینه پژوهش در سه مرحله صورت گرفت. در ابتدا, شش پایگاه اطلاع رسانی رایانه ای شامل بانك های اطلاعاتی مربوط به پزشكی (Medicine), روان شناسی (PsycINFO), جامعه شناسی (Sociofile), پرستاری (Cumulative Index of Nursing and Allied Health Literature [CINAHL]) و تعلیم و تربیت (Education Resources) را به منظور دست یابی به مطالعات منتشر شده و منتشر نشده در زمینه رابطه بین التزام دینی و مرگ و میر را تا ژوئن ۱۹۹۹ مورد بررسی قرار دادیم. ما چندین اصطلاح پژوهشی مرتبط با التزام دینی (مثل دین, دین داری, التزام به دین و دینی ) را با چندین اصطلاح پژوهشی مرتبط با مرگ و میر (مثل مرگ و میر, مرگباری, مرگ و ماندگاری) و علل عمده مرگ (مثل بیماری قلبی ـ عروقی و سرطان) را به هم مرتبط كردیم. سپس, منابع پژوهشی مرجع را جهت شناسایی و آگاهی از پژوهش های بیشتر در این زمینه بررسی كردیم. در نهایت, نقد و بررسی های قبلی در زمینه آثار پژوهشی را بررسی كرده و با سه متخصص در این حوزه مشورت كردیم تا پژوهش های ناپایدار شناسایی شوند و پژوهش هایی را كه به وابستگی یا فرقه دینی (مثل مسیحی, یهودی) به منزله تنها شاخص دینی پرداخته بودند حذف كردیم.
●پژوهش های مرتبط
ما ۴۱ پژوهش را شناسایی كردیم كه در آنها به شاخص التزام دینی به عنوان عامل پیش بینی كننده مرگ و میر به هر علت پرداخته بودند. از این گزارش ها, ۵ مورد (بركمن و سایم, ۱۹۷۹; انسترام, ۱۹۷۵; سیمَن, كاپلان, نودسن, كوهن و گورالینك, ۱۹۸۷; استراوبریج و همكاران, ۱۹۹۷; وینگارد, ۱۹۸۲) از پایگاه اطلاعات ناحیه آلامدا۱۱ به دست آمد, ۵ مورد (كامستاك و لوندین, ۱۹۶۷; كامستاك و پارتریچ, ۱۹۷۲; كامستاك, شاه, مِیِر, و ابی, ۱۹۷۱; كامستاك و توناسیا, ۱۹۷۷; هلسینگ و سكیو, ۱۹۸۱) از پایگاه اطلاعات ناحیه واشنگتن به دست آمد, ۲مورد (ایدلر وكسل, ۱۹۹۲, ۱۹۹۱) مبتنی بر اطلاعات به دست آمده از طرح بهداشت و سال مندی دانشگاه ییل بود, ۲ مورد (كوئینیگ, ۱۹۹۵; كوئینیگ و همكاران, ۱۹۹۸) براساس مطالعه گروهی از بیماران مرد در بیمارستان افسران و سربازان مجروح و بازنشسته انجام شده است. ۲ مورد (برایانت و راكوفسكی, ۱۹۹۲; گلدمن, كورنمن, و واینشتاین, ۱۹۹۵) مربوط به نظرسنجی مصاحبه ای بهداشت ملی بود كه به صورت پژوهشی طولی سال خوردگی بر روی افراد ۷۰سال و بالاتر در فاصله سال های ۱۹۹۰ـ۱۹۸۴ انجام گرفت (كوار, فیتی و چیبا, ۱۹۹۰), و ۲ مورد (رینگدال, ۱۹۹۶; گوتستام, كاسا, كوینسلند و رینگدال, ۱۹۹۵) مربوط به گروهی از بیماران سرطانی بیمارستان دانشگاه تروندهایم نروژ بود. برای احراز فرض استقلال آماری ای, كه شالوده پژوهش فراتحلیلی را تشكیل می دهد, برآوردهای اندازه تأثیر برای مجموعه داده هایی كه حاصلشان بیش از یك گزارش بود بر گزارشی استوار شدند كه (الف) از طولانی ترین دوره مشاهده استفاده كرده بود و (ب) شامل بیشترین تعداد نمونه, همانند شیوه استاندارد فراتحلیلی, بود (مثلاً, میلر, اسمیت, ترنر, گوئیجا. و هالت, ۱۹۹۶). بنابراین, از ۲۹ نمونه (با علامت ستاره مشخص شده در بخش منابع و مآخذ) ۴۱ گزارش پژوهشی, تعداد ۴۲ اندازه تأثیر استخراج شد.
●محاسبه برآوردهای اندازه تأثیر
اكثر پژوهش ها ارتباط بین التزام دینی و مرگ و میر به هر علت را به صورت ماتریس های شانس نسبی, خطر نسبی, و نسبت شانس [احتمال] گزارش كرده اند. معمولاً, این شاخص های ارتباطی برای یك یا بیش از یك همپراكنش تعدیل می شود. علی رغم سهولت تفسیرپذیری این شاخص ها (دیویس, كرامبی, و توكل, ۱۹۹۸; لایرد و ماستلر, ۱۹۹۰), خطر نسبی (و توسّعاً, شانس نسبی) شیوه ای مطلوب برای فراتحلیل نیست (فلیس, ۱۹۹۴).
در عوض, اكثر متخصصان فراتحلیل استفاده از نسبت های شانس را به عنوان یك شاخص استاندارد اندازه تأثیر برای داده های مقوله ای توصیه می كنند (فلئیس, ۱۹۹۴; هدوك, ریندزكاف, و شدیش, ۱۹۹۸; لئرد و ماستلر, ۱۹۹۰). نسبت شانس برای یك جدول چهارخانه برابر با شانس پیامدهای مطلوب برای یك گروه ذی نفع است (یعنی, برابر با شانس زنده ماندن برای افراد بسیار متدین در گروه پی گیری است) كه بر شانس گروه مقایسه (یعنی, شانس افراد كمتر متدین) تقسیم می شود. در پژوهش هایی كه در برگیرنده متغیرهای كنترل بودند (مثل سطح پایه سلامت جسمی, مصرف دارو یا الكل) نسبت های شانس به همین ترتیب تعدیل شده اند ـ این متغیرها نشان دهنده شانس نسبی بقا در مورد افراد متدین و غیرمتدین بودند و صفات مشخص شده را كنترل می كردند. نسبت های شانس نزدیك به ۱.۰ ارتباط ضعیف یا عدم ارتباط بین متغیرها را نشان می دهد, در حالی كه نسبت های شانس بالاتر از ۳.۰ (یا كمتر از ۰.۳۳ در هم بستگی های منفی) نشان دهنده ارتباط قوی بین متغیرها است (هادوك و همكاران, ۱۹۹۶).
در پژوهش هایی كه نویسندگان نسبت های شانس را در آنها گزارش كردند, ما آن نسبت ها را به عنوان برآوردهای اندازه اثر مورد استفاده قرار دادیم. وقتی كه فقط داده های خام (برای مثال, فراوانی های گروه (خانه ای) ۲ھ۲) در دست رس بود, ما نسبت های شانس و پراكنش ها را با استفاده از فرمول های استاندارد محاسبه كردیم (برای مثال, فلیس, ۱۹۹۴). هنگامی كه در پژوهش های گزارش شده نویسندگان خطرات نسبی یا شانس های نسبی و شاخص های تغییرپذیری نمونه (برای مثال, خطاهای استاندارد, واریانس ها, یا فاصله اطمینان ۹۵%) را گزارش كردند, ما نسبت های شانس معادل [متناظر] را با بازسازی جداول چهارخانه ضمنی برآورد كردیم. مقادیر نسبت های شانس همیشه به طور ناچیزی از مقادیر خطرات نسبی متناظر بیشتر است (داویس و همكاران, ۱۹۹۸). همان گونه كه انتظار می رفت, نسبت های شانس برآورد شده ما, اندكی بیشتر از (به طور متوسط ۶% بیشتر از) خطر نسبی و ارزش های خطر نسبی متناظر بود. تعدادی از نویسندگان (مانند, یانوف ـ بالمن, مارشال, ۱۹۸۲; كیون و همكاران, ۱۹۹۲; اسپیگل, بلوم, و گات هیل, ۱۹۸۳; ییتس, چالمر, سَن, جیمز, فالنزبی و مك كگنی, ۱۹۸۱) اندازه های اثر را در مقیاس ها یا مقادیر دیگری (مانند ضرایب هم بستگی, زمان ماندگاری) گزارش كردند. جزئیات مربوط به شیوه ای كه ما براساس آن برآوردهای نسبت شانس را برای این اندازه های اثر محاسبه كردیم از [پژوهش] مایكل ای. مكالخ در دست رس است.●گشتار (تبدیل) لگاریتمی۱۲
از آن جایی كه نسبت های شانس نامتقارن۱۳ هستند (ارتباطات منفی می توانند از ۰ تا ۱.۰ تغییر یابند, در حالی كه ارتباطات مثبت می توانند در دامنه ای بین ۱.۰ تا ؟+ قرار بگیرند), طبق معمول دست خوش تبدیل لگاریتمی طبیعی می شوند تا در فراتحلیل ها به كار روند (فلیس, ۱۹۹۴; هدوك و دیگران, ۱۹۹۸). نسبت های شانس لگاریتمی با یك دامنه نظری بین (؟ـ تا ؟+) در اطراف صفر توزیع شده اند. ارزش های منفی نشان گر ارتباطات منفی و ارزش های مثبت نشان گر ارتباطات مثبت اند. این تبدیل هنگامی كه اندازه های نمونه مورد پژوهش بزرگ باشند, ایده آل است (شدیش و هدوك, ۱۹۹۴), همان گونه كه در پژوهش فراتحلیل حاضر قضیه از همین قرار است. مزیت دیگر استفاده از نسبت های شانس لگاریتمی برای پژوهش فراتحلیلی این است كه پراكنش های آنها مستقل از اندازه ارتباط بین متغیرها هستند و به سادگی از روی فراوانی های خانه ای در جدول چهارخانه ای برآورد می شوند (فلیس, ۱۹۹۴). ما در این جا, نتایج پژوهش حاضر را در قالب نسبت های شانس لگاریتمی و نسبت های شانس (كه با اخذ عكس لگاریتم (آنتی لگاریتم) از نسبت های شانس لگاریتم به دست می آید) ارائه كردیم تا كار تفسیر را تسهیل كند.
●چندین اندازه اثر در یك پژوهش
پنج پژوهش (یانوف ـ بالمن و مارشال, ۱۹۸۲; كراوزه, ۱۹۹۸; آكسمن, فریمن, و منهایمر, ۱۹۹۵; ایدلر و كسل, ۱۹۹۲; ییتس و همكاران, ۱۹۸۱) ارتباط مرگ و میر را با دو یا بیش از دو شاخص مربوط به التزام دینی بررسی كردند. ما میانگین اندازه اثر را در مورد كل شاخص های التزام دینی در این پژوهش ها محاسبه كردیم. علاوه بر این, چندین پژوهش اندازه اثر را در مورد ارتباط التزام دینی و مرگ و میر به هر دلیل در دو حالت: الف) قبل از تعدیل سایر متغیرها و ب) بعد از تعدیل سایر متغیرها گزارش كردند.
در چنین پژوهش هایی, اندازه اثر دقیقاً كنترل شده را مورد استفاده قرار دادیم. بنابراین, در پژوهش فراتحلیل حاضر هركدام از پژوهش ها در ارائه اندازه اثر واحدی سهیم هستند, به استثنای ۹ مورد از پژوهش هایی كه در آنها موفق شدیم اندازه های اثر مستقلی را برای نمونه های فرعی چندگانه (برای مثال, مردان و زنان) محاسبه كنیم, كه در مجموع ۴۲ اندازه اثر مستقل برای تحلیل فراهم شد.
●كدگذاری (متغیّرهای) تعدیل كننده
همراه با اندازه های اثر, ما هر پژوهش را براساس سه طبقه از متغیرهای تعدیل كننده بالقوه, یعنی تغییرات مربوط به طرح پژوهش, تغییرات مربوط به خصوصیات نمونه, و تغییرات مربوط به نحوه عملیاتی كردن التزام دینی, كدگذاری كردیم. در جهت فهم معانی و مفاهیم ضمنی طرح پژوهش, هر پژوهش را براساس این موارد كدگذاری كردیم: (الف) كنترل های آماری (مانند تعداد و نوع متغیرهایی كه براساس آنها ارتباط التزام دینی و مرگ و میر تعدیل شده بود) و (ب) طول دوره پی گیری به صورت ماهانه. خصوصیات نمونه مورد نظر عبارت بودند از (ج) درصد مردان, (د) این كه آیا نمونه از یك جمعیت یا جمعیت بالینی استخراج شده بودند و (هـ) میانگین سن شركت كنندگان در خط مبنا. برای بررسی اثر تغییرات در شیوه های اندازه گیری یك متغیّر مقوله ای بنام (و) نوع اندازه (عمومی, خصوصی, تركیب عمومی و خصوصی, یا مفقود یعنی مواردی كه نویسندگان نشان می دادند كه دین دار بودن اندازه گرفته شده است, اما شیوه اندازه گیری مشخص نبود) ابداع كردیم. ضریب توافق قضاوت متقابل برای كدگذاری متغیرهای مقوله ای كه در بالا به آنها اشاره شد با روش كاپای كوهن (KS>.۵۸) ارزیابی شد. ضرایب اعتبار قضاوت متقابل برای درجه بندی های مربوط به متغیرهای پیوسته با استفاده از فرمول شروت و فلیس (۱۹۷۹) برای ضریب هم بستگی درون طبقه ای (۱,۳) برآورد شد. میانگین ضرایب هم بستگی درون طبقه ای برای تمامی متغیرهای كدگذاری شده .۹۷ بود و دامنه ضرایب هم بستگی درون طبقه ای از .۷۸ تا ۱.۰ كشیده می شد.
●تحلیل ها
برای تعمیم نتایج مطالعاتی كه بالفعل مورد بررسی واقع شده بودند به ورای نمونه مورد پژوهش (یعنی برای این ادعا كه نتایج آن پژوهش ها اندازه احتمالی اثرات برای نمونه های پژوهش های آتی دیگر در حوزه پژوهشی را منعكس می سازد)لازم است كه پژوهش گران فراتحلیلی از الگوهای اثرات تصادفی برای تركیب اندازه های اثر و برآورد پایایی این تركیب ها استفاده كنند (هجز و وِوی, ۱۹۹۸). این راهبرد برای پژوهش فراتحلیلی حاضر كاملاً مطلوب بود. اعتقاد ما در مورد این كه متغیرهای فوق به عنوان عوامل تعدیل كننده ارتباط مشهود بین دین و مرگ و میر ایفای نقش می كنند, تلویحاً به این معناست كه پژوهش های بازنگری شده, اندازه های اثر جامعه آماری متفاوتی را برآورد می كنند. الگوهای تأثیرات تصادفی چنین تغییرات میان پژوهشی را در نظر می گیرند, در حالی كه الگوهای اثرات ثابت این گونه تغییرات را در نظر نمی گیرند (ماستلر و كولدیتس, ۱۹۹۶).
مدل سازی خطی سلسله مراتبی ابزار مناسبی برای اجرای فراتحلیل های اثرات تصادفی همراه با متغیرهای تعدیل كننده چندگانه است (بریك و رایدنبوش, ۱۹۹۲; هادوك و همكاران, ۱۹۹۸). برآوردهای پراكنش های درون پژوهشی به دست پژوهش گر فراهم می شود و برای برآورد پراكنش میان پژوهشی (اثرات تصادفی) برنامه ای همانند HLM به كار می رود (بریك, رایدنبوش و كانگدون, ۱۹۹۶). سپس اثرات تعدیل كننده با استفاده از مدل های رگرسیون (برگشت) همراه با متغیرهای مقوله ای كه به طور مصنوعی كدگذاری می شوند, بررسی می شوند (هادوك و همكاران, ۱۹۹۸).
تحلیل هایی كه در این جا ارائه شدند با استفاده از برنامه نرم افزاری HLM انجام گرفته اند (بریك و همكاران, ۱۹۹۶). ما در مرحله اول میانگین وزنی (تعدیل شده) اندازه اثر كل پژوهش ها را تعیین كردیم و سپس بررسی كردیم كه آیا تغییر اندازه های اثر از مقداری كه به طور احتمالی (تصادفی) انتظارش را داشتیم بیشتر است یا نه. در مرحله دوم, ما تأثیر متغیرهای تعدیل كننده به لحاظ نظری اخذ شده را بر روی اندازه اثر بررسی كردیم. در مرحله سوم, بررسی كردیم كه آیا كنترل آماری متغیرهای جمعیت شناختی خاص, متغیرهای روانی ـ اجتماعی و متغیرهای درمانی بر اندازه اثر مؤثر بوده اند (تا كندوكاو كنیم كه كدام متغیرها ممكن است در ارتباط التزام دینی و مرگ و میر عامل درآمیختگی یا واسط (تعدیل كننده) باشند). در مرحله چهارم, ما تحلیل های حسّاسیت را برای ارزیابی روایی یافته های پژوهش فراتحلیلی خود و تحمّل (تُلرانس) آن در برابر نتایج صفر بعدی اجرا كردیم.
●نتایج
ما مجموع ۴۲ اندازه اثر مستقل مربوط به ۱۲۵۸۲۶ شركت كننده را محاسبه كردیم. برآوردهای اندازه اثر (نسبت های شانس) و ویژگی های مربوط به هر اندازه اثر در جدول۱ به چشم می خورد.
●تحلیل مختلط
در تحلیل مختلط هیچ كدام از متغیرهای تعدیل كننده ملاك قرار نگرفتند و فرض بر این بود كه اندازه های اثر مشهود یك نمونه گیری معرف جامعه آماری مورد نظر است. برآوردهای اندازه اثر هم در معرض پراكنش میان پژوهشی (چون اندازه های اثر واقعی برای طبقات مختلف پژوهش ها متفاوت است) و هم در معرض پراكنش درون پژوهشی (ناشی از خطای نمونه گیری) بودند. لگاریتم نسبت شانس هم افزود برای تحلیل مختلط (k=۴۲,n=۱۲۵,۸۲۶) برابر باy۰ = .۲۶, SE =.۰۳۶, p < .۰۰۱ بود. برش عرضی. y ([متغیر] y) .۲۶ با نسبت شانس ۱.۲۹ برابر بود (۹۵% CL: ۱.۲۱ - ۱.۳۹) و نشان می داد كه در تمام پژوهش ها, افرادی كه بیشتر متدین بودند نسبت به افراد كمتر متدین حدود ۲۹درصد شانس بقا (ماندگاری) بیشتری داشتند. این اندازه های اثر نامتجانس بودند. پراكنش میان پژوهشی [میان گروهی] به طور چشم گیری بالاتر از صفر بود:
t=.۰۲۰۶,x۲(۴۱)=۹۱.۶۲,p<.۰۰۱
نسبت شانس (Birge) متناظر برابر ۲.۲۳ بود (هادوك و همكاران, ۱۹۹۸) كه نشان می دهد پراكنش میان پژوهش ها تنها در اثر خطای نمونه گیری ۱۲۳% بالاتر از مقادیر مورد انتظار بود بنابراین, سایر مدل هایی را كه متغیرهای تعدیل كننده را وارد می كردند ارزیابی كردیم تا آن ویژگی های پژوهشی ای را تعیین كنیم كه می توانستیم تغییر میان پژوهشی در اندازه اثر را به آنها نسبت دهیم.
●تحلیل های تعدیل كننده
تحلیل های تعدیل كننده را می توان در HLM كه الگوهای رگرسیون اثرهای تصادفی را به صورت معادلات پیش بینی و به شكل فرمول زیر مورد استفاده قرار می دهد, به اجرا درآورد:
Esj = y۰ + y۱W۱j +y۲W۲j +... + ysWsj + uj+ej (۱)
كه در آن ESj اندازه اثر برای پژوهش j است, W۱j نسبت به Wsj متغیرهای (تعدیل كننده) پیش بینی كننده S هستند. y۱ نسبت به ys وزن های رگرسیونی مرتبط با هر یك از این پیش بینی هاست, uj تغییرپذیری نظام مند را در پژوهش j نشان می دهد كه با عوامل پیش بینی كننده S به دست نیامده است و ej خطای نمونه گیری را در پژوهش j نشان می دهد. در این مدل, عرض از مبدا (برش عرضی) اندازه اثر برآورد شده برای پژوهش هایی است كه دارای ارزش صفر برای تمامی متغیرهای تعدیل كننده اند و وزن های رگرسیون موجود, نشان دهنده میزان تغییرپذیری مورد انتظار در این اندازه اثر به ازای یك واحد تغییر بر روی هر تعدیل كننده است. ما پیش بینی كننده های پیوسته را حول میانگین شان متمركز ساختیم و آن دو تعدیل كننده مقوله ای را كدگذاری كردیم به گونه ای كه صفر نمایان گر ارزشی برای یك پژوهش متعارف (نمونه عمومی برابر با ۰و نمونه بالینی برابر با ۱) یا پژوهشی دیگر بود كه در آن انتظار می رفت سنجش دین بیشترین واریانس مرتبط با سلامت جسمی را به خود اختصاص دهد.
●ویژگی های پژوهش
این واقعیت كه ضریب عرض از مبدا (y۰) معنی دار است (p<.۰۰۱) نشان می دهد كه صفر بودن اندازه اثر جمعیت (لگاریتم شانس) در پژوهش (متعارف) ما بعید است. برعكس, در پژوهشی دارای نمره صفر برای كل متغیرهای تعدیل كننده بایستی انتظار یافتن ارتباط مثبتی بین دین داری و عمر طولانی را داشته باشیم ـ لگاریتم شانس های .۳۶۵۰ با نسبت شانس۱.۴۴(%۹۵ CL: ۱.۳۱ - ۱.۵۸) و یا ۴۴% شانس بیشتر زنده ماندن [ماندگاری] برای گروه دینی در مقایسه با گروه كمتر دینی معادل است.
وزن های رگرسیون برای متغیرهای تعدیل كننده نشان دهنده میزان تأثیر مورد انتظار هركدام از ویژگی های پژوهش بر اندازه اثر مشهود است. از ویژگی های طراحی دو مطالعه تنها تعداد تعدیل های آماری با اندازه اثر مشهود مرتبط بودند: پژوهش های با دقت بیشتری كنترل شده (یعنی, آنهایی كه دربردارنده متغیّرهای مشترك یا پیش بینی كننده های مشترك بیشتری هستند) دارای نسبت های شانس لگاریتمی كمتری بودند. طبق پیش بینی نتیجه چنین بود كه: اندازه های اثر تعدیل شده (بعد از كنترل تعدیل كننده ها یا درهم آمیخته ها) كوچك تر از اندازه های اثر (غیر تعدیلی) رتبه صفر باشند. از متغیرهای خصیصه ای نمونه, نسبت مردان در گروه نمونه به طور قابل توجهی با اندازه اثر مرتبط بود: بدین صورت كه به موازات افزایش نسبت مردها در گروه نمونه, ارتباط مورد انتظار بین دین و مرگ و میر كاهش می یافت. این نتیجه نشان می دهد كه التزام دینی ممكن است عامل پیش گیری كننده نیرومندی برای زنان در مقایسه با مردان باشد.نوع شاخص به كار رفته برای سنجش التزام دینی نیز به طور قابل توجهی با اندازه اثر مشاهده شده مرتبط بود. از آن جایی كه ما شاخص های همگانی التزام دینی را شاخص هایی در نظر گرفتیم كه به احتمال قوی واریانس مرتبط با تن درستی در التزام دینی را دربر می گیرد, این متغیر چهار مقوله ای را به طور ساختگی كدگذاری كردیم به طوری كه شاخص های همگانی در مورد هر متغیر ساختگی درون طبقه صفر قرار بگیرد. هنگامی كه همه وزن های رگرسیون منفی باشد این مطلب حاكی از این است كه استفاده از انواع معیارهای دیگر احتمالاً باعث كاهش اندازه اثر مشهود می شود. برای روشن شدن این رابطه, ما تحلیل شاخص منفرد نوع سنجه را تكرار كردیم: نتیجه به دست آمده نشان داد كه نوعی فرق بین شاخص های همگانی (۰) و سایر شاخص ها (۱) وجود دارد. تمام تعدیل كننده های دیگر مشتق شده از نظریه همچون قبل در معادله رگرسیون قرار گرفتند. وزن رگرسیون برای نوع شاخص استفاده شده در این تحلیل اخیر برابر با y = - .۳۱۷۹, SE(y) = .۱۰۴۱, p = .۰۰۵ بود. پیش بینی می شود كه یك پژوهش كه در آن شاخص غیر همگانی التزام دینی مورد استفاده قرار گیرد, اندازه اثر اساساً پایین تری داشته باشد كه برابر یك نسبت شانس ۱.۰۴ باشد و این در مقایسه با نسبت شانس ۱.۴۳ است در پژوهش هایی كه التزام دینی را به وسیله خودسنجی رفتارهای عام دینی به دست می آورند.
واریانس میان پژوهشی اساسی, توسط تعدیل كننده های نظری محاسبه نشده (بدون توجیه و تعلیل) باقی ماند: .۰۰۸۷, x۲ (۳۵) = ۵۵.۴۱, p = .۰۱۵ =t این تناظرها در قبال نسبت شانس ۱.۵۸ (یعنی, ۵۸% بیشتر برای واریانس های میان پژوهشی نسبت به آن چه در برابر نسبت شانس ۲.۲۳ برای مدل مختلط به طور اتفاقی [تصادفی] پیش بینی می شد, نشان دهنده كاهش اساسی در تغییر اندازه اثر تبیین نشده است. آزمون تفاوت مجذور كای كه این مدل را با مدل مختلط مورد مقایسه قرار می دهد افزایش معنی داری را در توان تبیینی آن .۰۰۱ P< ۳۶.۲۱, = (۶) Dx۲ , با در نظر گرفتن تعدیل كننده هایی كه ۵۸% واریانس اثرات تصادفی را در میان ۴۲ اندازه اثر تبیین می كنند, نشان می دهد.
●تحلیل های مقدّماتی۱۴ درباره اندازه های اثر شاخص های همگانی
اثر نیرومند نوع شاخص دینی در تحلیل های تعدیل كننده پیشین حاكی از این است كه رابطه مثبت بین دین و مرگ و میر عمدتاً از مشاركت عمومی در سازمان های دینی به دست می آید و نه از نگرش ها و عقاید دینی خصوصی. برای بررسی دقیق تر ارتباط التزام دینی عمومی و مرگ و میر تحلیل های مقدماتی را با اندازه های اثر (۲۱=K) و (۱۰۷,۹۱۰=N) كه دربرگیرنده شاخص های عمومی دین داری بودند, به اجرا درآوردیم. به منظور اجتناب كامل از ارتكاب خطای نوع دوم (II) در این تحلیل های مقدماتی صلاح دیدیم كه افزایش خطر خطای نوع اول را روا بدانیم و هر اثر تعدیل كننده با احتمال بزرگتر از ۲۰% یا برابر با ۲۰% را نه چندان مهم تفسیر كنیم. در یك مدل قطعی (بی قید و شرط) كه دربردارنده ۲۱ اندازه اثر و متضمن معیارهای دین داری عمومی بود, عرض از مبدا برابر بود با:
y۰ = .۳۱۲۱, SE(y۰) = .۰۴۰۴, P< .۰۰۱, odds ratio = ۱.۳۷
سپس, اثرات تعدیلی ویژگی های پژوهشی را به همان ترتیبی كه با ۴۲ اندازه اثر بررسی كرده بودیم مورد بررسی قرار دادیم. ما متغیر ساختگی را كه نمونه های عمومی و بالینی را مقایسه می كرد حذف كردیم, زیرا تمامی پژوهش های استفاده كننده از شاخص های همگانی التزام دینی دربردارنده نمونه های جمعیتی بودند. به دلایل روشنی ما سه متغیر ساختگی مشخص كننده انواع شاخص های التزام دینی را نیز كنار گذاشتیم. تنها ویژگی پژوهش كه با اندازه اثر مرتبط بود درصد مردان در گروه نمونه y = -۰۰۲۰, .۰۰۰۹, SE(y) = .۰۰۰۹, p = .۰۴۶ بود.
برای پژوهشی با تفكیك جنسیتی معمول در این نمونه ها (یعنی ۵۶% مردها), عرض از مبدء برابر بود با:
y۰ = .۳۰۴۵, SE(y۰)= .۰۳۵۹, p<.۰۰۱, odds ratio=۱.۳۶
ما با در نظر گرفتن تنوع متغیرهای مشترك و پیش بینی كننده های مشترك مرگ و میر كه در پژوهش های اولیه لحاظ شده بودند, دست به این كار زدیم كه اندازه های اثر از پژوهش هایی را كه هركدام از ۱۵ متغیر (نژاد, درآمد, تحصیلات, وضعیت شغلی, سلامت عمل كردی, ارزیابی های سلامت عمومی, معیارهای سلامت جسمی بالینی یا زیست درمانی سلامت جسمانی, حمایت اجتماعی, فعالیت های اجتماعی, وضعیت تأهل, استعمال دخانیات, مصرف الكل, چاقی ـ شاخص حجم بدنی, سلامت روانی یا پریشانی عاطفی, و ورزش) را كنترل می كردند با اندازه های اثری مقایسه كنیم كه برگرفته از پژوهش هایی بودند كه هر متغیر خاص (كنترل نشده=۱ و كنترل شده=۰), ۱۵ تحلیلی تعدیل كننده جداگانه را اجرا كردیم. ما در این تحلیل ها متغیر درصد مردها را هم زمان با متغیرهای كنترل فردی در درون مجموعه ای از مدل های تعدیل كننده وارد كردیم. در میان ۲۱ اندازه اثر, چاقی ـ شاخص حجم بدنی تنها متغیر كنترلی بود كه تا حدودی با اندازه اثر, y = .۱۱۵۶, SE(y) = .۰۷۰۶, p = .۱۱۸ مرتبط بود. پژوهشی كه چاقی ـ شاخص حجم بدنی را در گروه نمونه ای كه ۵۶% آن مردان بودند, كنترل كرد, انتظار می رفت نسبت شانس ۱.۲۶ را نشان دهد, در حالی كه در پژوهشی مشابه كه چاقی ـ شاخص حجم بدنی را كنترل نكرده بود نسبت شانس مورد انتظار ۱.۴۲ بود.
به درخواست یكی از بررسی كنندگان طرح اندازه اثر تركیبی را نیز بررسی كردیم, در حالی كه تمام ۱۵ متغیر به طور هم زمان كنترل شده بودند. هدف این گونه تحلیل ها پرداختن به این مطلب بود كه آیا رابطه بین التزام دینی همگانی و مرگ و میر را می توان به نوعی تركیب تفاوت های اجتماعی ـ جمعیتی, تفاوت های وضعیت سلامت اولیه, تفاوت هایی در رفتارهای سالم و تفاوت هایی در حمایت اجتماعی بین گروه های دینی و غیردینی نسبت داد یا نه.
ما مجموعه ای از چهار مدل رگرسیونی را كه در آن طبقاتی از متغیرهای كنترل (یعنی ویژگی های اجتماعی ـ جمعیتی, سلامت جسمانی, رفتارهای سالم, و حمایت اجتماعی) به صورت نظام مندی اضافه شده بودند, اجرا كردیم. ما مسائل را با چند هم محوریِ۱۵ میان این متغیرهای كنترل مواجه كردیم. علاوه بر این, متغیرهای كنترل بسیاری را كه از نظر تجربی میسر بود, در درون هر طبقه جای دادیم. نسبت متغیر پیش بین به مورد از اولین تا چهارمین مدل به سه برابر (یعنی از نسبت ۴ به ۲۱ به نسبت ۱۳ به ۲۱) افزایش یافت. در نتیجه, هركدام از مدل های متوالی ضرایبی با خطای معیار بزرگ تر و به دنبال آن توان آماری پایین تر را نشان دادند. با این وجود, این تحلیل ها برای نشان دادن این كه چگونه ارتباط التزام دینی همگانی و مرگ و میر با كنترل آماری تعداد بیشتری از متغیرهای تعدیل كننده و در هم آمیخته ممكن است تغییر كند, مفید است.
مقدار عرض از مبدا (y۰ ) در هر مدل نمایان گر نسبت شانس لگاریتمی مورد انتظار برای پژوهشی است كه ۵۶% آن مردان اند و در آن تمام متغیرهای تعدیل كننده وارد شده تحت كنترل هستند. در مدل نخست كه شامل درصد مردان, نژاد, درآمد و تحصیلات بود, مقادیر y۰ = .۲۶۵۰, SE(y۰) = .۰۶۲۳, p = .۰۰۱ به دست آمد كه با نسبت شانس ۱.۳۰ معادل بودند. هیچ كدام از متغیرهای كنترل اجتماعی ـ جمعیتی با اندازه اثر (.۲۰ PS> كل) ارتباط نداشت. مدل دوم شامل (a) متغیرهای اجتماعی ـ جمعیتی وارد شده در مدل قبلی و (b) شاخص های كاركردی و بالینی ـ زیست درمانی مربوط به سلامت جسمانی مقادیر y۰ =.۲۲۹۸, SE(y۰) = .۰۸۷۰, p = .۰۲۰ را نشان داد كه با نسبت شانس ۱.۲۶ برابر بود. هیچ كدام از متغیرهای كنترل با اندازه اثر (.۲۰ PS> كل) مرتبط نبودند. سومین مدل شامل (a) متغیرهای كنترل اجتماعی ـ جمعیتی و سلامتی گنجانده شده در مدل قبلی و (b) [متغیرهای] استعمال دخانیات, مصرف الكل و چاقی مقادیر y۰ = .۱۸۸۶, SE(y۰) = .۹۹۰, p = .۰۸۳ را نشان داد كه با مقدار نسبت شانس ۱.۲۱ معادل بود. در این مدل, كنترل استعمال دخانیات (.۲۷۰۰-=y) و مصرف الكل (.۲۸۳۳-=y) ارتباط ناچیزی با اندازه اثر (به ترتیب .۱۴۴= PSو .۱۰۴) داشت. پژوهش هایی كه در آنها متغیرهای استعمال دخانیات و مصرف الكل كنترل شده بود در مقایسه با پژوهش هایی كه چنین كنترلی را اعمال نكرده بودند اندازه اثر بزرگ تری را نشان دادند. این یافته برخلاف انتظار است و احتمالاً منعكس كننده تغییر[پذیری] نمونه گیری اند و نه هرگونه اثر اساسی. چهارمین مدل مشتمل بر (a) ویژگی های جمعیتی ـ اجتماعی, سلامتی و متغیرهای كنترل رفتار سالم وارد شده در مدل قبلی و (b) حمایت اجتماعی, فعالیت های اجتماعی و وضعیت تأهل .۲۰۳۱=y۰ .۱۸۵۳,= SE(y۰) .۳۰۶,=p را نشان داد كه متناظر با نسبت شانس ۱.۲۳ بودند.
اگرچه توان آزمون های معنی دار در این تحلیل ها در اثر تعداد كم اندازه های اثر پایین بود, به نظر می رسد كه طبقات كلی متغیرها تنها بخشی از ارتباط دین و مرگ و میر را توجیه و تعلیل می كنند. انتظار می رفت یكی از پژوهش هایی كه متغیرهای اجتماعی ـ جمعیتی, سلامت جسمانی, رفتارهای سالم و حمایت اجتماعی را كنترل كرده بود ارتباط كمتری و در عین حال اساسی ای را بین التزام دینی همگانی و مرگ و میر نشان دهد.
●سوگیری انتشارات و تحلیل های حساسیت
پژوهش هایی كه عملاً برای گنجانده شدن در یك فراتحلیل موجودند (یعنی آن پژوهش هایی كه با فراتحلیل ها به دست می آیند), ممكن است نمونه معرف پژوهش های اجرا شده در حیطه پژوهشی نباشند. در واقع, پژوهش هایی كه به سهولت تمام به دست آمده اند (یعنی آن دسته از پژوهش هایی كه در مجلات موجودند) غالباً به سوی نتایج مثبت تمایل دارند (بكر, ۱۹۹۴). این مطلب امكان سوگیری انتشارات را به وجود می آورد كه مشكل كشوی فایل بایگانی۱۴۷ هم نامیده می شود (بگ, ۱۹۹۴, روزنتال, ۱۹۷۹).ما از چندین روش در ارزیابی تأثیر احتمالی سوگیری نشریات بر روی یافته های خود استفاده كردیم. در مرحله اول, یك نمایش نموداری از اندازه های اثر را به عنوان تابعی از اندازه گروه نمونه شان بررسی كردیم. نمودار تقریباً مخروطی شكل القا می كرد كه نكته های داده های فراتحلیلی بیان گر نمونه معرف بی طرفی از جامعه پژوهشی مورد نظر است (بگ, ۱۹۹۴). علی القاعده توزیع مخروطی شكل باید رخ دهد, زیرا پژوهش های دارای اندازه های نمونه كوچك تغییرپذیری نمونه گیری بزرگ تری, و از این رو تغییرپذیری درون پژوهشی بزرگ تری در برآوردشان از اندازه اثر جامعه دارند, در حالی كه پژوهش های دارای اندازه های نمونه های بزرگ تر اندازه اثر جامعه كمتری دارند. در نقطه مقابل, نمودار در مورد پژوهش های با نمونه كوچك تر كه (به طرف راست) به سوی اندازه های اثر مثبت تری تمایل دارد, سوگیری ناشی از تكیه بیش از حد به پژوهش های منتشر شده را نشان می دهد. در این جا پیش فرض این است كه تعدادی از پژوهش های دارای نمونه كوچك كه با اندازه اثر كمتر مطلوب وجود دارند, در نمونه فراتحلیل مفقوداند. نمودار اندازهای اثر (نسبت شانس لگاریتمی) به عنوان تابعی از اندازه نمونه با شكل مخروط مطابقت می كردند .
در مرحله دوم, فرمول هایی را كه در تحقیق بگ (۱۹۹۴) آمده بود برای بررسی هم بستگی بین رتبه های اندازه های اثر معیار شده و رتبه های واریانس های نمونه گیری آنها مورد استفاده قرار دادیم. از ضریب هم بستگی رتبه ای اسپیرمن نیز استفاده كردیم -.۷, p> .۳۰ (۴۲) = ts كه به صورت یك دامنه بود. هم چنین ضریب هم بستگی رتبه ای كندال (۴۲) = .۰۶, p> .۲۵ t را به صورت یك دامنه مورد استفاده قرار دادیم. در ضمن این هم بستگی های رتبه ای نزدیك به صفر نیز هیچ گونه سوگیری نشریه ای را نشان ندادند یا به مقدار كمی نشان دادند.
در مرحله سوم, ما N ضد شكست (نقص) روزنتال (۱۹۷۹) را, كه تعداد پژوهش های كشوی فایل را برآورد می كرد و به طور متوسط نتایج صفر را نشان می داد, بررسی كردیم كه برای تغییر الگوی مشهود نتایج فراتحلیل, یعنی در صورتی كه پژوهش های بایگانی را دربر می گرفت مورد نیاز می بود. ما N ضد شكست را برای تحلیل مختلط (تأثیر ۴۲=K) مبتنی بر فرمول هایی كه در پژوهش بگ (۱۹۹۴) آمده بود محاسبه كردیم, كه تابعی از مقادیر Z مرتبط با هركدام از اندازه های اثر مندرج در فراتحلیل هاست. این موضوع فاش ساخت كه ۱۴۱۸ اندازه اثر با نسبت شانس میانگین ۱.۰(یعنی به طور حقیقی عدم هیچ گونه رابطه ای بین التزام دینی و مرگ و میر ) برای از بین بردن رابطه كلی معنی دار التزام دینی و مرگ و میر مورد نیاز است (تا اندازه اثر میانگین به دست آمده را بی معنا, یعنی .۰۵ P> یك دامنه, كند) كه ما در تحلیل های مختلط مان آن را یافتیم.
علاوه بر این, بگ (۱۹۸۵) خاطرنشان كرد كه سوگیری نشریه به احتمال زیاد در فراتحلیل های حیطه های پژوهشی وجود دارد كه در آن پژوهش های زیادی دارای اندازه های نمونه كوچك هستند. در مقایسه, پژوهش ما بر روی پژوهش های مرتبط فقط ۴۲ اندازه اثر را با میانگین اندازه نمونه ۲۹۹۶ نشان داد. این شواهد و قراین هم گرا حاكی از آن است كه استنتاج های ما از سوگیری انتشارات در امان است. با این وجود, از خوانندگان تقاضا می كنیم كه نتایج پژوهش های منتشر نشده و منتشر شده ای را كه در نقد و بررسی انجام شده به دست مایكل, ای, مكالخ وجود ندارد برای ما ارسال نمایند. داده های ارائه شده به نقد و بررسی حاضر اضافه شده و به رد سوگیری انتشاراتی به عنوان تبیینی برای نتایج فعلی كمك خواهد كرد.
●بحث
در طی بررسی مكتوبات گسترده پژوهشی, ما ۴۲ اندازه اثر مستقل را براساس نمونه های تقریباً ۱۲۶۰۰۰ نفری كه نمایان گر ارتباط التزام دینی و مرگ و میر به هر دلیل بودند, شناسایی كردیم. اكثر (۲۳=K) این اندازه های اثر براساس شاخص های تك فقره ای حضور در مراسم دینی یا دین داری ذهنی با پایایی محدودی استوار بودند, با وجود این كه ابزارهای پیش رفته ای برای ارزیابی التزام دینی به طور گسترده ای در دست رس است (هیل و هود, ۱۹۹۹), ناپایایی ارتباط بین متغیر سنجیده شده را با متغیرهای دیگر مورد نظر (مثل مرگ و میر) تضعیف می كند, و اندازه های اثر كمتری را نشان می دهد نسبت به زمانی كه اگر متغیرها بدون خطا سنجیده می شدند, نشان می دادند (هانتر و اشمیت, ۱۹۹۰). بنابراین, اندازه های اثری كه در این جا گزارش شده اند باید برآوردهای محافظه كارانه ای از ارتباط بین التزام دینی و مرگ و میر تلقی شوند.
●ارتباط بین التزام دینی و مرگ و میر به هر دلیل
علی رغم محدودیت های روان سنجی موجود, فراتحلیل ها نشان دادند كه شانس ماندگاری افرادی كه نمره بالاتری را در شاخص های التزام دینی (بعد از كنترل آماری) گرفتند ۱۲۹% شانس ماندگاری افرادی بود كه نمره كمتری را در شاخص های مذكور كسب كرده اند. نسبت شانس این اندازه با هم بستگی چهار طرفه .۱۰ معادل است (دیویدف و گوهین, ۱۹۵۳). این اندازه اثر براساس قاعده تجربی كوهن (۱۹۸۸) در علوم رفتاری ناچیز به حساب می آید. با این وجود, ارتباط التزام دینی و مرگ و میر ممكن است با در نظر گرفتن اهمیت متغیر معیار (یعنی مرگ و میر) و هم چنین تعداد افراد در جامعه كه به نحوی بالقوه در معرض دین قرار می گیرند دارای اهمیت و ارزش عملی قابل توجهی باشد.
اگرچه نیرومندی این رابطه به صورت تابعی از چند متغیر تعدیل كننده تغییر می كند, ولی یافته های پایه ای قطعی بودند: التزام دینی با احتمال ماندگاری بالایی (یا بالعكس احتمال مرگ پایینی) در طی هر دوره پی گیری خاصی مرتبط است. این یافته ها را نمی توان به سوگیری نشریه نسبت داد.
متغیرهای تعدیل كننده: تبیین ارتباط التزام دینی و مرگ و میر
● تحلیل های تعدیل كننده ما به روشن شدن ماهیت رابطه بین التزام دینی و مرگ و میر كمك كرد. امّا تبیین های زیر با رعایت احتیاط پیشنهاد می گردد, به این دلیل كه این تبیین ها از روی تفسیر داده های هم بستگی چند متغیری حاصل آمده كه از نمونه كاملا كوچك پژوهش ها بیرون كشیده شده اند (هجز, ۱۹۹۲; هانتر و اشمیت, ۱۹۹۰).
●ویژگی های پژوهش
ارتباط فوق العاده مطلوب التزام دینی همگانی و مرگ و میر ممكن است, تا حدودی, مولود آن چه لوین و وندرپول (۱۹۸۷) اثر جانشین دانستند, باشد (یعنی خلط بین التزام دینی همگانی و عمل كرد جسمانی) هرچند ما هیچ شاهدی نیافتیم بر این كه ارتباط التزام دینی و مرگ و میر در مطالعاتی كه سلامت جسمی را كنترل نكردند, قوی تر است و پژوهش گران باید مراقب باشند كه سلامت جسمی خط پایه [مبنا] را در تحقیقات آتی كنترل كنند, مبادا ارتباط حقیقی التزام دینی و مرگ و میر بیش از حد برآورد شود. در واقع, پژوهش گرانی كه دین و مرگ و میر را در آینده تحقیق و بررسی می كنند باید جد و جهد كنند تا همه متغیرهای اجتماعی جمعیت شناختی, اجتماعی و بهداشتی را كه در حكم عوامل خطر مرگ زودرس مشهورند كنترل كنند. برخی از این متغیّرها (مانند نژاد, جنسیت, سن و احتمالاً وضعیت سلامت جسمی) عوامل درهم آمیختگی مربوط به ارتباط بین التزام دینی و مرگ و میر هستند. متغیرهای دیگر (از جمله حمایت اجتماعی, فعالیت های اجتماعی و رفتارهای بهداشتی) ممكن است عوامل درهم آمیختگی یا عوامل واسط ارتباط دین با مرگ و میر باشند. در هر دو مورد, پژوهش گران فقط در صورتی تصویر دقیقی از ارتباط بین دین و مرگ و میر را ارائه خواهند داد كه در اندازه گیری و ساخت و پرداخت این عوامل درهم آمیختگی بالقوه و عوامل واسط به قدر كافی جانب دقت و احتیاط را رعایت كنند.
●نتیجه گیری
هرچند ماهیت هم بستگی نگر داده ها سدّ راه استنتاج های علّی هستند, ولی التزام دینی واجد ارتباطی چشم گیر و مطلوب با مرگ و میر به هر علت است. این رابطه در پژوهش هایی كه در آن بخش اعظم مشاركت كنندگان را زنان تشكیل می دهند, و كنترل دیگر متغیرهای مشترك مرگ و میر ناكافی است و معیارها یا شاخص های التزام دینی همگانی مورد استفاده قرار می گیرد, قوی تر است. گرچه قسمتی از ارتباط التزام دینی و مرگ و میر ممكن است ناشی از درهم آمیختگی موجود باشد قسمت اعظمی از این ارتباط ممكن است اساسی, و چه بسا متأثر از رفتارهای سلامت افزا, نظیر حفظ حجم بدنی طبیعی, باشد.
با در نظر گرفتن این نتایج ـ مبتنی بر نمونه ای فراتحلیلی مركب از حدود ۱۲۶۰۰۰ شركت كننده ـ پژوهش گران آینده كه علاقه مند به فعالیت در این گونه موضوعات هستند, چه بسا نباید توجه و اهتمام خود را منحصراً به كندوكاو در این كه آیا چنین ارتباطی وجود دارد یا نه, معطوف كنند, بلكه باید در موردسازوكارهایی كه به مدد آنها التزام دینی ارتباط مطلوبی را با مرگ و میر به دست می دهد, به كندوكاو بپردازند. برای پیش برد این دستور كار پژوهشی, پژوهش گران بایستی از معیارهای پایانی چند وجهی ناظر به التزام دینی (مانند التزام دینی همگانی, فعالیت های دینی اختصاصی, باورهای دینی, انگیزش های دینی و كنار آمدن دینی) بیشتر استفاده كنند. علاوه بر این, باید روش های آماری پیچیده (یعنی مدل سازی معادلات ساختاری) بیشتری را در قالب ریزی سازوكارها (از جمله سازوكارهای اساسی ای مانند طرق روانی ـ اجتماعی یا فیزیولوژیكی و نیز سازوكارهای روش شناختی ای نظیر درهم آمیختگی) به كار ببرند تا از این رهگذر بتوان ارتباط بین التزام دینی را با مرگ و میر به دست آورد. درهم آمیختگی های بالقوه ای كه باید قالب ریزی شوند عبارتند از: سن, نژاد, جنسیت و سلامت جسمانی. طرق به طور بالقوه اساسی ممكن است كاهش هایی در رفتارهای مخاطره آمیزی نظیر استعمال دخانیات, مصرف مواد مخدر, مصرف الكل, فربهی و اعمال و رفتارهای جنسی ناسالم (برای نمونه بنگرید به بنسون, ۱۹۹۲); بهبودهایی در حمایت اجتماعی و ثبات زناشویی ـ خانوادگی (الیسون و جرج, ۱۹۹۴); و هم چنین نگرش ها و هیجانات مثبتی كه با سلامت جسمانی و التزام دینی مرتبطند (برای نمونه, كارك, كارمل, سین ریچ, گلدبرگر, فریدلندر, مایرز و دینر, ویتر, استوك, اكیون, و هرینگ, ۱۹۸۵) را دربرگیرد.
با توجه به تعداد زیادی از افرادی كه از نظر دینی فعال هستند, ارتباط مطلوب بین التزام دینی و مرگ و میر پدیده ای سالم و بهداشتی است كه تا حدودی به بخش معتنابهی از جامعه آمریكایی ارتباط دارد. ایضاح ماهیت این ارتباط قاطع و در عین حال به طور ضعیف و ناقص درك شده, می تواند موضوعی سودمند و پر بار برای پژوهش آتی در نقطه تلاقی روان شناسی و سلامت باشد.
هر سنجه دینی در یكی از چهار مقوله (جمعی ، خصوصی ، تركیب این دو ، و هیچ كدام ) كدگذاری شده بود. برای انجام تحلیل های رگرسیون این چهار مقوله به سه متغییر ساختگی ( سنجه های التزام دینی خصوصی ، سنجه هایی كه مركب از سنجه های التزام دینی خصوصی و جمعی بودند، و سنجه هایی كه به قدر كافی توصیف نشده بودند ) تبدیل شدند ، به گونه ای كه سنجه های جمعی تحت مقوله ۰ یا غیر آن ، برای هر متغیر ساختگی قرار می گرفت .

۱ . دانشجوی كارشناسی ارشد روان شناسی بالینی, انستیتو روان پزشكی تهران, عضو دفتر مطالعات اسلامی در بهداشت روان, انستیتو روان پزشكی تهران, مركز تحقیقات بهداشت روان.
۲ . كارشناسی ارشد روان شناسی عمومی, دانشگاه تربیت مدرس.
۳. all-cause mortality
۴. odds ratio
۵. follow-up
۶. universal spirit
۷. local religious body
۸. Attendance
۹. religious Kibbutzim
۱۰. Orthodoxy
۱۱. Alameda
۱۲. Log transformation
۱۳. asymmetrical
۱۴. multicollinearity
۱۵. predictor-to-case ratio
منابع و مآخذی كه نشان ستاره دارند به مطالعاتی كه در فراتحلیل جای گرفته اند, اشاره دارند.
*Abramson, J. H., Gofin, R. & Peritz, E. (۱۹۸۲). Risk markers for mortality among elderly men-A community study in Jerusalen. Journal of Chronic Disease, ۳۵, ۵۶۵-۵۷۲.
Baecke, J. A., Burema, J., Frijters, J. E., Hautvast, J. G. & van der Wiel-Wetzels, W. A. (۱۹۸۳). Obesity in Young Dutch adults: I. Sociodemographic variables and body mass index. International Journal of Obesity, ۷, ۱-۱۲.
*Baugher, R. J., Burger, C., Smith, R. & Wallston, K. (۱۹۸۹/۱۹۹۰). A comparision of terminally ill persons at various time periods to death. Omega, ۲۰, ۱۰۳-۱۱۵.
Becker, B. J. (۱۹۹۴). Combining significance levels. (In H. Cooper & L. V. Hedges (Eds.), Handbook of research synthesis (pp. ۲۱۵-۲۳۰). New York : Russell Sage Foundation.)
Begg, C. B. (۱۹۸۵). A measure to aid in the interpretation of published clinical trials. Statistics in Medicine, ۴, ۱-۹.
Begg, C. B. (۱۹۹۴). Publication bias. (In H. Cooper & L. V. Hedges (Eds.), Handbook of research synthesis (pp. ۳۹۹-۴۰۹). NewYork: Russell Sage Foundation.)
Benson, P. (۱۹۹۲). Religion and substance use. (In J. F. Schumaker (Ed.), Religion and mental health (pp.۲۱۱-۲۲۰).NewYork: O U P .)
Berkman, L. & Syme, L. (۱۹۷۹). Social networks, host resistance, and mortality: A nine-year follow-up study of Alameda County residents. American Journal of Epidemiology, ۱۰۹, ۱۸۶-۲۰۴.
Bryant, S. & Rakowski, W. (۱۹۹۲). Predictors of mortality among elderly African-Americans. Research on Aging, ۱۴, ۵۰-۶۷.
Bryk, A. S. & Raudenbush, S. W. (۱۹۹۲). Hierarchical linear models: Applications and data analysis methods. (Newbury Park, CA: Sage)
Bryk, A. S. & Raudenbush, S. W. & Congdon, R. T. (۱۹۹۶). HLM (Version۴) [Computer software]. (Chicago: Scientific Software International)
Cohen, J. (۱۹۸۸). Statistical power analysis for behavioral sciences ((۲nd ed.). Hillsdale, NJ: Erlbaum)
Colantonio, A., Kasl, S. V. & Ostifield, A. M. (۱۹۹۲). Depressive symptoms and other psychosocial factors as predictors of stroke in the elderly. American Journal of Epidemiology, ۱۳۶, ۸۸۴-۸۹۴.
Comstock, G. W. & Lundin, F. (۱۹۶۷). Perental smoking and perinatal mortality. American Journal of Obstetrics and Gynecology, ۹۸, ۷۰۸-۷۱۸.
Comstock, G. W. & Partridge, K. (۱۹۷۲). Church attendance and Health. Journal of Chronic Disease, ۲۵, ۶۶۵-۶۷۲.
Comstock, G. W., Shah, F., Meyer, M. & Abbey, H. (۱۹۷۱). Low birth weight and neonatal mortality rate related to maternal smoking and socioeconomic status. American Journal of Obstetrics and Gynecology, ۱۱۱, ۵۳-۵۹.
*Comstock, G. W., Tonascia, J. A. (۱۹۷۷). Education and mortality in Washington County, Maryland. Journal of Health and Social Behavior, ۱۸, ۵۴-۶۱.
Craigie, F. C., Liu, I. Y., Larson, D. B. & Lyons, J. S. (۱۹۸۸). A systematic analysis of religious variables in the Journal of Family Practice ۱۹۷۶-۱۹۸۶. Journal of Family Practice, ۲۷, ۵۰۹-۵۱۳.
Davidoff, M. D. & Goheen, H. W. (۱۹۵۳). A table for the rapid determination of the tetrachoric correlation coefficient. Psychometrika, ۱۸, ۱۱۵-۱۲۱.
Davies, H. T. O., Crombie, I. K. & Tavakol, M. (۱۹۹۸). When can odds ratios mislead? British Medical Journal, ۳۱۶, ۹۸۹-۹۹۱.
*Devins, G., Mann, J., Mandin, H. & Paul, L. (۱۹۹۰). Psychosocial predictors of survival in endstage renal disease. Journal of Nervous and Mental Disease, ۱۷۸, ۱۲۷-۱۳۳.
Durkheim, E. (۱۹۹۵). The elementary forms of religious life (K. E. Fiels, Trans.). NewYork: Free Press. (Original work published ۱۹۱۲)
Ellison, C. G. & George, L. K. (۱۹۹۴). Religious involvement, social ties, and social support in a Southeastern community. Journal of for the Scientific Study of Religion, ۳۳, ۴۶-۶۱.
Enstrom, J. (۱۹۷۵). Cancer mortality among Mormons. Cancer, ۳۶, ۸۲۵-۸۴۱.
*Enstrom, J. (۱۹۸۹). Health practices and cancer mortality among active California Mormons. Journal of the National Cancer Institute ۱۹۸۹, ۸۱, ۱۸۰۷-۱۸۱۴.
Fleiss, J. L. (۱۹۹۴). Measures of effect size for categorical data. (In H. Cooper & L. V. Hedges (Eds.), Handbook of research synthesis (pp. ۲۴۵-۲۶۰). NewYork: Russell Sage Founation.)
Friedlander, Y., Kark, J. D. & Stein, Y. (۱۹۸۶). Religious orthodoxy and myocardial infraction in jerusalem: A case-control study. International Journal of Cardiology, ۱۰, ۳۳-۴۱.
Gallup, G. (۱۹۹۵). The Gallup poll: Public opinion ۱۹۹۵. (Wilmington, DE: Scholarly Resources)
* Goldbourt, U., Yaari, S. & Medalie, J. H. (۱۹۹۳). Factors predictive of long-term coronary heart disease mortality among ۱۰, ۰۵۹ male Israeli civi servants and municipal employees. Cardiology, ۸۲, ۱۰۰-۱۲۱.
*Goldman, N., Korenman, S. & Weinstein, R. (۱۹۹۵). Marital status and health among the elderly. Social Science & Medicine, ۴۰, ۱۷۱۷-۱۷۳۰.
Haddock, C. K., Rindskopf, D. & Shadish, W. R. (۱۹۹۸). Using odds ratios as effect sizes for meta-analysis of dichotomous data: A primer on methods and issues. Psychological Methods, ۳, ۳۳۹-۳۵۳.
Hedges, L. V. (۱۹۹۴). Fixed effect models. (In H. Cooper & L. V. Hedges (Eds.), Handbook of research synthesis (pp. ۲۸۵-۲۹۹). NewYork: Russell Sage Foundation.)
Hedges, L. V. & Vevea, J. L. (۱۹۹۸). Fixed- and random- effects models in meta-analysis. Psycholigical Methods, ۳, ۴۸۶-۵۰۴.
Helsing, K. & Szklo, M. (۱۹۸۱). Mortality after bereavement. American Journal of Epidemiology, ۱۱۴, ۴۱-۵۲.
Hill, P. C. & Hood, R. (۱۹۹۹). Measures of religiosity. (Birmingham, AL: Religious Education Press)
*House, J. S., Robbins, C. & Metzner, H. L. (۱۹۸۲). The association of social relationships and activities with mortality: Prospective evidence from the Tecumseh Community Health Study. American Journal of Epidemiology, ۱۱۶, ۱۲۳-۱۴۰.
*Hummer, R. A., Rogers, R. G., Nam, C. B. & Ellison, C. G. (۱۹۹۹). Religious involvement and U.S. adult mortality. Demography, ۳۶, ۲۷۳-۲۸۵.
Hunter, J. E. & Schmidt, F. L. (۱۹۹۰). Methods of meta-analysis: Correcting for error and bias in research findings. (Newbury Park, CA: Sage)
Idler, E. L. & Kasl, S. (۱۹۹۱). Health perceptions and survival: Do global evaluations of health status really predict mortality? Journal of Gerontology: Social Science, ۴۶B, S۵۵-S۶۵.
*Idler, E. L. & Kasl, S. (۱۹۹۲). Religion , disablity, depression, and the timing of death. American Journal of Sociology, ۹۷, ۱۰۵۲-۱۰۷۶.
Idler, E. L. & Kasl, S. V. (۱۹۹۷a). Religion among disabled and nondisabled persons. I: Cross-sectional patterns in health practices, social activities, and well-being. Journal of Gerontology: Social Science, ۵۲B, S۲۹۴-S۳۰۵.
Idler, E. L. & Kasl, S. V. (۱۹۹۷b). Religion among disabled and nondisabled persons. II: Attendance at religious services as a predictor of the course of disability. Journal of Gerontology: Social Science, ۵۲B, S۳۰۶-S۳۱۶.
*Janoff-Bulman, R., Marshall, G. (۱۹۸۲). Mortality, well-being, and control: A study of a population of institutionalized aged. Personality and Social Psychology Bulletin, ۸, ۶۹۱-۶۹۸.
Jarvis, G. K. & Northcott, G. C. (۱۹۸۷). Religion and differences in morbidity and mortality. Social Science & Medicine, ۲۵, ۸۱۳-۸۲۴.
Kark, J. D., Carmel, S., Sinnreich, R., Golderger, N. & Friedlander, Y. (۱۹۹۶). Psychosocial factors among members of religious and secular kibbutzim. Israel Journal of Medical Sciences, ۳۲, ۱۸۵-۱۹۴.
*Kark, J. D., Shemi, G., Fridlander, Y., Martin, O., Manor, O. & Blondheim, S. H. (۱۹۹۶). Does religious observance promote health? Mortality in secular vs. kibbutzim in Israel. American Journal of Public Health, ۸۶, ۳۴۱-۳۴۶.
Kendler, K. S., Gardner, C. O. & Prescott, C. A. (۱۹۹۷). Religion , psychopathology, and substance use and abuse: A multimeasure, genetic-epidemiologic study. American Journal of Psychiatry, ۱۵۴, ۳۲۲-۳۲۹.
Koenig, H. G. (۱۹۹۵). Use of acute hospital services and mortality among religious and non religious copers with medical illness, Journal of Religious Gerontology, ۹, ۱-۲۱.
*Koenig, H. G., Hays, J. C., Larson, D. B., George, L. K., Cohen, H. J., McCullough, M. E., Meador, K. G. & Blazer, D. G. (۱۹۹۹). Does religious attendance prolong survival? A six-year follow-up study of ۳, ۹۶۸ older adults. Journal of Religious Gerontology: Medical Sciences, ۵۴A, M۳۷۰-M۳۷۶.
*Koenig, H. G., Larson, D. B., Hays, J. C., McCullough, M. E., George, L. K., Branch, P. S., Meader, K. G. & Kuchibhatla, M. (۱۹۹۸). Religion. and survival of ۱, ۰۱۰ male veterans hospitalized with medical illness. Journal of Religion and Health, ۳۷, ۱۵-۲۹.
Kosmin, B. A. & Lachman, S. P. (۱۹۹۳). One natuion under God. (NewYork: Harmony)
Kovar, M. G., Fitti, J. E. & Chyba, M. M. (۱۹۹۰). The longitudinal study of aging: ۱۹۸۴-۹۰. (Vital Health Statistics, Series, ۱, No.۲۸ (DHHS Publication No. PHS ۹۲-۱۳۰۴). Hyattsville, MD: U.S. Department of Health and Human Services.)
*Krause, N. (۱۹۹۸). Stressors in highly valued roles, religious coping, and mortality. Psychology and Aging, ۱۳, ۲۴۲, ۲۵۵.
Krause, N. & Van Tran, T. (۱۹۸۷). Stress and religious involvement among older Blacks. Journal of Gerontology, ۴۴, S۴-S۱۳.
*Kune, G., Kune, S. & Watson, L. (۱۹۹۲). The effoct of family history of cancer, religion , parity and migrant status on survival in colorectal cancer. European Journal of Cancer, ۲۸A, ۱۴۸۴-۱۴۸۷.
Laird, N. M. & Mosteller, F. (۱۹۹۰). Some statistical methods for combining experimental results. International Journal of Technology Assessment in Health Care, ۶, ۵-۳۰.
Levin, J. S. & Chatters, L. M. (۱۹۹۸). Religion , health and psychological well-being in older adults. Journal of Aging and Health, ۱۰, ۵۰۴-۵۳۱.
Levin, J. S. & Taylor, R. J. (۱۹۹۷). Age differences in patterns and correlates of the frequency of prayer. Gerontologist, ۳۷, ۷۵-۸۸.
Levin, J. S. & Vanderpool, H. Y. (۱۹۸۷). Is frequent religious attendance really conducive to better health? Toward an epidemiology of religion. Social Science & Medicine, ۲۴, ۵۸۹-۶۰۰.
Levin, J. S. & Vanderpool, H. Y. (۱۹۸۹). Is religion therapeutically significant for hypertension? Social Science & Medicine, ۲۹, ۶۹-۷۸.
*LoPrinzi, C. L., Laurie, J. A., Wieand, H. S., Krook, J. E., Novotny, P. J., Kugler, J. W., Bartel, J., Law, M., Bateman, M., Klatt, N. E., Dose, A. M., Etzell, P. S., Nelimark, R. A., Mailliard, J. A. & Moertel, C. G. (۱۹۹۴). Prospective evaluation of prognostic variables from patient-completed questionnaires. Journal of Clinical Oncology, ۱۲, ۶۰۱-۶۰۷.
Miller, T. Q., Smith, T. W., Turner, C. W., Guijarro, M. L. & Hallet, A. J. (۱۹۹۶). A meta-analytic review of research on hostility and physical health. Psychological Bulletin, ۱۱۹, ۳۲۲-۳۴۸.
Mosteller, F. & Colditz, G. A. (۱۹۹۶). Understanding research synthesis (meta-analysis). Annual Review of Pblic Health, ۱۷, ۱-۲۳.
*Musick, M. A., House, J. S. & Williams, D. R. (۱۹۹۸). Attendance at religious services and mortality in a national sample. (Manuscript submitted for publication)
Myers, D. G. & Diener, E. (۱۹۹۵). Who is happy? Psycholigical Science, ۶, ۱۰-۱۹.
*Oman, D., & Reed, D. (۱۹۹۸). Religion and mortality among the community-dwelling elderly. American Journal of Public Health , ۸۸, ۱۴۶۹-۱۴۷۵.
*Oxman, T. E. Freeman, D. H. & Manheimer, E. D. (۱۹۹۵). Lack of social participation of religious strength and comfort as risk factors for death after cardiac surgery in the elderly. Psychosomatic Medicine, ۵۷, ۵-۱۵.
Pressman, P., Lyons, J. S., Larson, D. B. & Strain, J. J. (۱۹۹۰). Religious belief, depression, and ambulation status in elderly women with broken hips. American Journal of Psychiatry, ۱۴۷, ۷۵۸-۷۶۰.
*Reynolds, D., Nelson, F. (۱۹۸۱). Personality, life situation, and life expectancy. Suicide and Life-Threatening Behavior, ۱۱, ۹۹-۱۱۰.
*Ringdal, G. (۱۹۹۶). Religiosity, quality of life and survival in cancer patients. Social indicators Research, ۳۸, ۱۹۳-۲۱۱.
Ringdal, G., Gotestam, K., Kaasa, S., Kvinnsland, S. & Ringdal, K. (۱۹۹۵). Prognostic factors and survival in a heterogeneous sample of cancer patients. British Journal of Cancer, ۷۳, ۱۵۹۴-۱۵۹۹.
*Rogers, R. G. (۱۹۹۶). The effects of family composition, health, and social support linkages on mortality. Journal of Health and Social Behavior, ۳۷, ۳۲۶-۳۳۸.
*Rosenblatt, M. W. (۱۹۹۶). Predictive value of social support on survival in Type II diabetic patients with end stage renal disease. (Unpublished doctoral dissertation, St. Mary&#۰۳۹;s University, San Antonio, TX)
Rosenthal, R. (۱۹۷۹). The "file drawer problem" and tolerance for null results. Psychological Bulletin, ۸۶, ۶۳۸-۶۴۱.
Rosenthal, R. (۱۹۹۰). How are we doing in soft psychology? American Psychologist, ۴۵, ۷۷۵-۷۷۷.
*Schoenback, V., Kaplan, B., Fredman, L. & Kleinbaum, D. (۱۹۸۶). Social ties and mortality in Evans County, Georgia. American Journal of Epidemiology, ۱۲۳, ۵۷۷-۵۹۱.
Seeman, T., Kaplan, G., Knudsen, L., Cohen, R. & Guralnik, J. (۱۹۸۷). Social network ties and mortality among the elderly in the Alameda County study. American Journal of Epidemiology, ۱۲۶, ۷۱۴-۷۲۳.
Shadish, W. R. & Haddock, C. K. (۱۹۹۴). Combining estimates of effect size. (in H. Cooper & L. V. Hedges (Eds.), Handbook of research synthesis (pp. ۲۶۱-۲۸۱). NewYork: Russell Sage Foundation.)
Shrout, P. E. & Fleiss, J. L. (۱۹۷۹). Intraclass correlations: Uses in assigning rater reliability. Psychological Bulletin, ۸۶, ۴۲۰-۴۲۸.
*Spiegel, D., Bloom, J. R. & Gottheil, E. (۱۹۸۳) زFamily environment as a predictor of adjustment to metastatic breast carcinomaس, Journal of Psychological Oncology. ۱, ۳۳-۴۴.
*Strawbridge, W. J., Cohen, R. D., Shema, S. J. & Kaplan, G. A. (۱۹۹۷). Frequent attendance at religious services and mortality over ۲۸ years. American Journal of Public Health , ۸۷, ۹۵۷-۹۶۱.
Troyer, H. (۱۹۸۸). Review of cancer among ۴ religious sects: Evidence that life-styles are distinctive sets of risk factors. Social & Medicine, ۲۶, ۱۰۰۷-۱۰۱۷.
Wingard, D. (۱۹۸۲). The sex differential in mortality rates. American Journal of Epidemiology, ۱۱۵, ۲۰۵-۲۱۶.
Witter, R. Q., Stock, W. A, Okun, M. A. & Haring, M. J. (۱۹۸۵). زReligion and subjective well-being in adulthood: A quantitative synthesisس, Review of Religious Research, ۲۶, ۳۳۲-۳۴۲.
*Yates, J. W., Chalmer, B. J., St. James, P., Follansbee, M. & McKegney, F. P. (۱۹۸۱). Religion in patients with advanced cancer. Medical and Pediatric Oncology, ۹, ۱۲۱-۱۲۸.
*Zukerman, D., Kasl, S. & Ostfield, A. (۱۹۸۴). Psychological predictors of mortality the elderly poor: The role of religion, well-being, and social contacts. American Journal of Epidemiology, ۱۱۹, ۴۱۰-۴۲۳.
مترجم: احمدرضا محمدپور یزدی و محمدحسین بیاضی
نویسندگان:مایكل ای. مكالخ: مؤسسه ملی پژوهش مراقبت های بهداشتی
ویلیام تی. هویت: گروه روان شناسی دانشگاه ایالتی آیووا
دیوید بی. لارسن: مؤسسه ملی پژوهش مراقبت های بهداشتی
هارولد جی. كونیگ: گروه روان پزشكی و پزشكی
كارول تورِسِن: گروه علوم تربیتی, روان شناسی, روان پزشكی و علوم رفتاری دانشگاه استنفورد

منبع : خبرگزاری فارس