مقدمه

پرخوری شامل بلع مقدار زیادی از غذا به‌طور نامعمول و احساس فقدان کنترل در طول دوره‌ی خوردن است، که به میزان حداقل دو بار در هفته و به مدت شش ماه رخ دهد (کاپلان و سادوک[1]، 2003؛ ترجمه پورافکاری، 1384). پراشتهایی عصبی تکرار دوره­های راجعه پرخوری و رفتارهای جبرانی نامتناسب از دوبار در هفته به یک بار در هفته در طی سه ماه گذشته است. معیارهای تشخیصی آن شامل خوردن، در دوره­های زمانی منفصل (به طور مثال هر دوره دو ساعت) و مقدار غذایی مشخصاً بیشتر از مقدار غذایی است که اکثر مردم در دوره­های زمانی و موقعیت­های مشابه می­خورند؛ احساس عدم‌ کنترل بر خوردن در طی دوره­ها (به‌طور مثال فرد احساس می­کند نمی‌تواند خوردن را متوقف کند یا کنترلی بر این­که چه می­خورد و چه مقدار می­خورد ندارد) غذاخوردن با سرعت بیشتر از هنجار؛ غذا خوردن تا زمانی که احساس پر بودن ناراحت­ کننده­ای به فرد دست دهد. خوردن مقدار زیادی از غذا زمانی که فرد به طور فیزیکی احساس گرسنگی نمی­کند؛ تنها غذا خوردن به دلیل احساس شرمندگی از میزان غذایی که می­خورد؛ احساس انزجار از خود، افسردگی یا احساس گناه زیاد بعد از پرخوری. پرخوری حداقل یکبار در هفته به مدت 3 ماه اتفاق می­افتد؛ پرخوری با استفاده­ی مکرر از رفتارهای جبرانی نامناسب مرتبط نیست و منحصراً در طی دوره­های بی­‌اشتهایی عصبی و پراشتهایی عصبی اتفاق نمی­افتد (انجمن روان‌پزشکی آمریکا[2]، 2013).

اختلال پرخوری احتمالاً رایج‌ترین اختلال خوردن است و تخمین زده شده است که تقریباً دو درصد همه بزرگسالان در ایالت متحده از این اختلال رنج می‌برند(اسپیتزر، یانوسکیو وادن، وینگ، مارکس و استانکارد[3]، 1993). اگرچه اختلال پرخوری به افراد چاق محدود نمی­شود، این اختلال تشخیصی رایج در این گروه است، خصوصاً در میان مراجعانی که به دنبال درمان برای مشکل چاقی خود هستند (یانوسکی، نیلسونو دوبرت[4]، 1994). بیش از 30 درصد افرادی که چاق هستند و آن­هایی که تلاش می‌کنند وزن کم کنند، ممکن است از این اختلال رنج ببرند (اسپیتزر و همکاران، 1993).

تحقیقات نشان می­دهد که نیمی از افراد مبتلا به پرخوری چاق هستند (اسپیتزر 1992؛ به نقل از میشل و همکاران[5]، 2008). چاقی[6] که با اختلال پرخوری و اعتیاد به غذا همراه است، امروزه در جهان بسیار شایع بوده و میلیون­ها نفر از آن رنج می­برند (سازمان جهانی بهداشت[7]، 2008؛ به نقل از کلات[8]، 2008). بیماری­های زیادی متأثر از چاقی است (موسسه بین‌المللی سلامت[9]، 2007؛ به نقل از کلات، 2008). نتیجه اینکه تلاش­های زیادی برای کاهش وزن افراد صورت می­گیرد، اما درمان‌های اخیر پزشکی برای این بیماری در درازمدت بی‌تأثیر و ناپایدار است (کلات، 2008). مشخص کردن علت پرخوری مشکل است و به نظر می‌رسد که این اختلال از همبستگی چندین علت به وجود می‌آید (پالیوی و هرمان[10]، 1993؛ به نقل از دروچی[11]، 1998) و درمان باید مسائل جسمانی، مشکلات رفتاری و مسائل روان‌شناختی (والش[12] و دولین، 1995؛ به نقل از دروچی، 1998). از این‌رو مشخص کردن نقش متغیرهای روان‌شناختی در چاقی و اختلال پرخوری حائز اهمیت است.

مطالعات نشان می­دهد که خودکارآمدی رفتار خوردن شاخص پیش­بینی کننده کاهش وزن است و در جریان برنامه­هایی که به منظور کاهش وزن طراحی و اجرا می‌شوند، افزایش می­یابد، مانع از افزایش وزن مجدد می­شود، انگیزه و پایبندی به رفتار را افزایش می­دهد. به طور کلی می‌توان گفت که خودکارآمدی عامل مهمی است که باید در برنامه آموزش و مشاوره‌های تغذیه‌ای کاهش وزن مورد توجه و دقت قرار گیرد و گرنه صرفاً ارائه اطلاعات در مورد رفتار سالم و بهداشتی کافی نیست (پلاسدوتیر[13]، 2008). اختلال پرخوری اغلب با یک اختلال خلقی همراه است. شیوع اختلالات خلقی در افراد با معیارهای تشخیصی پرخوری به طور معنا‌داری بالاتر است. صرف نظر از این موضوع هنوز شواهد قطعی که ارتباط علی میان این دو اختلال را نشان دهد، وجود ندارد. این احتمال نیز وجود دارد که عوامل عاطفی و احساسی ممکن است به طور غیر مستقیم منجر به پرخوری شود و تنها پیش زمینه ای برای بروز رفتارهای پرخوری در فرد است. بسیاری از افراد که رفتارهای خوردن مخرب دارند، احساس می­کنند که پرخوری برای آنها به مراتب آسان­تر از مقابله با افکار، تصاویر و عواطف پریشان آور و ناخوشایند است(گینسبرگ[14]، 2007).

بر اساس تحقیقات، در اختلالات خوردن، سبک مقابله با فشار روانی از جمله عمده­ترین عوامل پیش­بینی کننده محسوب می­شود به گونه­ای که افراد برای مقابله با فشار روانی تلاش می‌کنند تا نوعی سبک مقابله برای کاهش آنها انتخاب کنند. انتخاب راهبردهای مقابله­ای ناسازگارانه به‌جای حل تعارضات می­تواند منجربه بروز انواع اختلالات خوردن گردد (هینریچسن، وایت، والر و میر[15]، 2003).

افراد عصرگرا گرایش بیشتری به اختلالات رفتاری مختلفی مانند: افسردگی، سوء مصرف مواد، اختلال دوقطبی، پراشتهایی روانی، نقص توجه و بیش­فعالی دارند. این ارتباط میان عصرگرایی و اختلال رفتاری خاص می­تواند به وسیله­ی ویژگی­های شخصیتی ویژه­ای میانجی­گری شود (تونتی، آدان، کاسی، دپاسالیس، فابری و ناتل[16]، 2010). فلگ و لندلر[17] (2009) در پژوهشی یافت که افراد عصرگرا تمایلات بیشتری به خوردن داشتند. این نتیجه رالوکاسن[18] (2013) تایید کرد. بنابراین به دلیل اهمیت شخصیت بامدادگرایی و عصرگرایی در رفتار خوردن انسان، می­توان با شناخت زیربناهای این نوع شخصیت زمینه لازم برای کاهش رفتارهای پرخوری را فراهم نمود.

مطالعات فوق نشان می­دهد که چاقی یک از مشکلات جوامع معاصر است. اهمیت این موضوع را می­توان با توجه به بیانات پژوهشگران (لاریجانی، 1392) در نظر گرفت، که ۶۰درصد از مرگ و میرها در ایران به دلیل چاقی و عوارض آن است، وایران رتبه 66 دنیا در زمینه چاقی است. همچنین چاقی و اضافه وزن در بین مردان ایرانی 8/42 درصد و در بین زنان 57 درصد است که پیش‌بینی می‌شود تا سال 2015 در مردان به 54 درصد و در زنان به 74 درصد افزایش یابد.

با توجه به نتایج مطالعات فوق مبنی بر اینکه شیوع رفتار های پرخوری و چاقی تاثیرات مخربی بر سلامت انسان می­گذارد. بنابراین پیشگیری از پرخوری، بهتر است، در سنین پایین­تر آغاز شود، لذا سوال اصلی پژوهش حاضر این است که عوامل روان‌شناختی می­تواند اختلال پرخوری را در دانش‌آموزان پیش­بینی کند؟

روش

روش تحقیق مطالعه حاضر با توجه به موضوع آن توصیفی از نوع همبستگی است.

جامعه، نمونه و روش نمونه گیری: جامعه‌ی آماری پژوهش حاضر را دانش‌آموزان مقاطع متوسطه‌ی شهر اردبیل، که در سال‌تحصیلی93-1392 مشغول به تحصیل بودند، تشکیل دادند.53 دانش‌آموز مبتلا به اختلال پرخوری جامعه‌ی آماری به‌صورت نمونه­گیری خوشه‌ای انتخاب شدند. بدین نحو که ابتدا از میان دبیرستان‌های دخترانه و پسرانه اردبیل به‌صورت خوشه‌‌ای 6 دبیرستان انتخاب شد و پرسشنامه‌ی پرخوری در بین آنها توزیع گردید و از آنها خواسته شد که نام خود را در بالای پرسشنامه ذکر کنند.

بعد از بررسی، 392 دانش‌آموز که نمره برش آنها بالاتر از 17 بود مشخص گردید. به علاوه در یک جلسه از آنها دانشجوی دکتری روان‌شناسی مصاحبه به عمل آورد مبنی بر اینکه آنها طبق راهنمای تشخیصی پنجمین راهنمایی تشخیصی و آماری تشخیص اختلال پرخوری را دریافت می‌کردند به‌عنوان گروه نمونه انتخاب می شدند. در گروه عادی نیز،62 دانش‌آموز عادی به طور تصادفی در این مدارس انتخاب شدند. برای جمع‌آوری اطلاعات از ابزارهای زیر استفاده شد:

مقیاس ترکیبی بامدادگرایی: مقیاس ترکیبی بامدادگرایی[19] را اسمیت، ریلی و میدکیف[20] (1989) و با هدف بهبود دیگر پرسشنامه‌های بامدادگرایی- عصرگرایی ساخته‌اند و در واقع یک مقیاس ترکیبی با 13ماده است. در پژوهش زرگر،رحیمی پردنجانی، محمد زاده ابراهیمی و نوروزی (1391) اعتبار این مقیاس از طریق همبسته کردن نمره کل مقیاس با یک سوال کلی که در برگیرنده محتوای این مقیاس بود به دست آمد که این ضریب 60/0(01/0P<) گزارش شد. آنها پایایی این مقیاس را با استفاده از ضریب­آلفای کرونباخ 80/0 به‌دست آوردند.

مقیاس خودکارآمدی در کنترل خوردن: این پرسشنامه را کلرک، آبرامز، نیایورا، اتون و روسی[21] (1991) ساخته‌اند. در این مقیاس آزمودنی­ها میزان اعتماد و اطمینان خود در کنترل جلوگیری از رفتار خوردن را در موقعیت­های مختلف وسوسه برانگیز بر اساس طیف لیکرتی 5 نقطه­ای (از عدم اطمینان تا بسیار مطمئن) بیان می­کنند. خرده مقیاس­های آن شامل هیجان­های منفی، دسترسی به مواد غذایی و خوراکی‌ها، فشارهای اجتماعی، ناراحتی‌های جسمانی و فعالیت‌های مثبت و سرگرم کننده است. ضریب آلفای کرونباخ خرده مقیاس­ها و نمره کل بین 70/0 تا 90/0 متغیر بوده است. نویدیان، عابدی، باغبان، فاتحی‌زاده و پورشریفی (1388) میزان پایایی و روایی این آزمون را در ایران در سطح مطلوب گزارش کرده‌اند.

مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس لویندا: مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس را لویندا (1995) ساخته است. این مقیاس 21 ماده دارد و هر آزمودنی به هر آیتم به صورت هرگز (0) تا خیلی زیاد (3) پاسخ می‌دهد. آیتم‌های 1، 6، 8، 11، 12، 14، و 18 استرس، آیتم‌های 2، 4، 7، 9، 15، 19، و 20 اضطراب، آیتم‌های 3، 5، 10، 13، 16، 17، 21 اضطراب را می­سنجند. ضریب آلفای کرونباخ برای این افسردگی 81/0، اضطراب 73/0 و استرس 81/0. همچنین در سایر پژوهش‌ها نیز میزان روایی و پایایی این مقیاس مورد تایید قرار گرفته است (نریمانی و ابوالقاسمی، 1388).

پرسشنامه‌ی مقابله با استرس: مقابله با استرس را بیلینگز و موس در سال 1981 به منظور اندازه‌گیری شیوه­های مقابله با استرس، طراحی و تدوین کرده‌اند. این مقیاس شیوه‌های مقاله افراد را در هنگام مشکلات مورد سنجش قرار می‌دهد. در پژوهش پورشهباز (1374) ضریب پایای بازآزمایی کل 73/0، مقابله رفتاری 77/0، مقابله شناختی 83/0 و مقابله اجتنابی 60/0 به‌دست آورده است (به نقل از نریمانی و ابوالقاسمی، 1384).

مقیاس پرخوری: گورمالی، بلاک، داستون و راردین[22] (1982، به نقل از مولودی، 1388) این مقیاس را به منظور اندازه­گیری شدت پرخوری در افراد مبتلا به چاقی طراحی کردند. این مقیاس از 16 ماده تشکیل شده است که ابعاد شناختی- عاطفی (مانند احساس گناه، اشتغال ذهنی با خوردن محدود) و رفتاری (مانند غذاخوردن سریع، تنها غذاخوردن سریع، تنها غذا خوردن) اختلال پرخوری را می­سنجند. در این مقیاس نمرات پایین تر از 17 نشان­دهنده عدم ابتلا به اختلال پرخوری عصبی است. هومن (1390) ومولودی، دژکام، موتابی و امیدوار (1389) روایی و پایایی این مقیاس را در ایران مورد تأیید قرار دادند.

نتایج

نتایج تحلیل پژوهش نشان داد 54 درصد گروه نمونه دختر و 46 درصد آن پسر بودند. میانگین و انحراف معیار سن دانش‌آموزان دارای اختلال پرخوری63/1±09/17و افراد عادی 02/1±04/17 بود. میانگین و انحراف معیار وزن دانش‌آموزان دارای اختلال پرخوری 68/13±33/72 و افراد عادی 06/11±72/60، میانگین و انحراف معیار قد افراد دانش‌آموزان مبتلابه پرخوری 02/9±98/165 و دانش‌آموزان عادی 36/9±57/168 و میانگین و انحراف معیار شاخص توده بدنی دانش‌آموزان مبتلا به اختلال پرخوری 97/4±44/26 و افراد عادی 61/3±38/21 به‌دست آمد. جدول 1 میانگین و انحراف معیار متغیرهای پژوهش را در 2 نمونه نشان می‌دهد.

جدول1. میانگین و انحراف معیار متغیر های پژوهش در دو گروه

جدول1 میانگین دانش‌آموزان دارای اختلال پرخوری و عادی در متغیرهای موردپژوهش را نشان می­دهد. از روش تحلیل ممیز برای پیش‌بینی عضویت گروهی استفاده شد. در این روش ابتدا آزمون برابری میانگین گروها در متغیرهای مورد مطالعه انجام شد. جدول 2 خلاصه نتایج آزمون برابری متغیرهای پیش‌بین را در دو نمونه دانش‌آموزان مبتلابه اختلال پرخوری و عادینشان می‌دهد.

جدول2. آزمون برابری میانگین متغیر های پیش بین

با توجه به جدول 2 مشخص می‌شود که از بین 11 متغیر پیش بین، میانگین گروه­ها در 9 متغیر تفاوت معنا­دار شد و در متغیر سبک مقابله‌ای هیجان مدار(20/0P=) و فشار اجتماعی(81/0P=) تفاوت معنا­دار نشد.

مرحله دوم در تحلیل ممیز تشکیل یک تابع خطی از متغیرهاست. در آن پژوهش تحلیل ممیز روی داده‌ها یک بار به‌روش همزمان و یک‌بار به‌روش گام‌به‌گام انجام گرفت. جدول 3 خلاصه‌ای از اطلاعات مربوط به توابع ساده و همزمان را نشان می‌دهد.

جدول 3. خلاصه‌ای از اطلاعات مربط به توابع ساده و همزمان

مندرجات جدول 3 نشان می‌دهد که تابع حاصل از روش همزمان تابعی است با مقدار ویژه 448/0 و لامبدای ویلکز 69/0. مقدار ویژه نسبت مجمع مجذورات بین گروهی به مجموع مجذورات درون گروهی است. مقدار ویژه نشان دهنده­ی توان تابع ممیز است. در تحلیل ممیز پس از محاسبه مقدار ویژه تابع آزمون معناداری تابع انجام شده است زیرا مقدار لامبدای ویلکز از 1 کوچکتر و سطح معنا‌داری آن از سطح معنا‌داری تعیین شده یعنی 05/0=α کوچکتر است (0001/0p<). توضیح آنکه لامبدای ویلکز نسبت مجذورات درون گروهی به کل مجذورات است (سرمد، بازرگان و حجازی، 1376). پس لامبدای ویلکزمیزان واریانس تبیین نشده را نشان می دهد. با کم کردن مقدار لامبدای ویلکز از عدد یک یا با مجذور کردن لامبدای ویلکز از عدد یک یا با مجذور کردن همبستگی متعارف (همبستگی میان نمره‌های ممیز و سطوح متغیر وابسته) عددی به‌دست می‌آید که مقدار واریانس تبیین نشده را نشان می‌دهد. با این وصف حدود 31/0 درصد از واریانس‌های تفاوت دو گروه را متغیرهای پیش­بین تبیین می­کند. پس ترکیب خطی متغیرهای پیش­بین قادر به پیش­بینی متغیر وابسته یعنی عضویت گروهی افراد دو نمونه است. جدول 4 ضرایب غیر استاندارد، استاندارد و ساختاری تابع ممیزحاصل از تحلیل همزمان 11 متغیر را نشان می دهد.

جدول4. ضرایب حاصل از تحلیل ممیز کل متغیر ها به روش همزمان

 همانطورکه در جدول 4 مشاهده می‌شود متغیرهای استرس، اضطراب، سبک مقابله‌ای مسئله‌مدار، دسترسی به مواد غذایی، به ترتیب بیشترین سهم را از کل متغیر ها در تابع ممیز دارند (ضرایب استاندارد از 76/0 تا 30/0) (معمولاًمتغیرهای دارای وزن یا ضریب ساختاری مساوی یا بالاتر از 30/0 در تعریف بعد ممیز مهم قلمداد می‌شوند از این ضرایب برای اطلاق یک نام معنی‌دار به توابع ممیز یا به بیانی دیگر توصیف و تفسیر توابع استفاده می‌شود (به نقل از مهرابی‌زاده هنرمند، داودی، شکرکن و نجاریان، 1386).

بقیه متغیرها به دنبال این متغیرها قرار می­گیرد. کمترین سهم متعلق به سبک مقابله‌ای هیجان‌مدار بود. ضرایب ساختاری مربوط به متغیرهای استرس، اضطراب، افسردگی، سبک مقابله­ای مسأله‌مدار، دست­رسی به مواد غذایی، سبک مقابله­ای هیجان‌مدار، هیجان مثبت، هیجان منفی، ناراحتی جسمی و بامدادگرایی بالاتر از 30/0 است. بنابراین در تعریف بعد حاصل از تابع همزمان اهمیت بیشتری دارد. جدول 5 نتایج تحلیل گام به گام روی متغیر ها را نشان می دهد.

جدول5. نتایج ممیز گام به گام روی کل متغیر ها

با نگاهی به جدول 5 در می‌یابیم که متغیر افسردگی، اولین متغیری است که در معادله وارد می‌شود و پس از آن دسترسی به مواد غذایی و در آخر هیجان منفی وارد می‌شود. پس از این دو مرحله هیچ‌کدام از متغیرهای باقی‌مانده به F ورود (81/3) دست نیافتند. از سوی دیگرF هیچ کدام از متغیرهای درون معادله به سطح خروجی(71/2) نرسیده است و تحلیل پس از این مرحله متوقف شده است. بنابراین3 متغیر فوق بیش از سایر متغیرها در طبقه‌بندی گروه‌ها موثرتر است.

جدول6. ضرایب حاصل از تحلیل ممیز کل متغیر ها به روش گام به گام

جدول 6 ضرایب سه گانه حاصل از تحلیل گام‌به‌گام روی متغیرها را نشان می‌دهد. با توجه به داده‌های جدول 6 می‌توان معادله ممیز حاصل از روش گام‌به‌گام روی متغیرها را به‌صورت زیر نوشت:

D=2-/48-0/58dep[23]+0/63ac[24] +72/0NA[25]

همان‌طورکه در جدول 6 مشاهده می‌شود ضریب ساختاری هردو متغیر بالاتر از 30/0 قرار گرفته ‌است این متغیرها به افسردگی، دسترسی به مواد غذایی و هیجان منفی بود.

همان‌طورکه جدول 7 نشان می‌دهد تابع همزمان قادر است که به‌طور کلی 71% و تابع گام‌به‌گام 76% از افراد را به درستی به گروهای خود منتسب کند.

جدول 7. وضعیت پیش­بینی عضویت گروهی در دو تابع همزمان و گام به گام

جدول 7 نشان می دهد که تحلیل همزمان در پیش بینی عضویت گروهی افراد عادی موفق­تر است (77 در برابر 66) همچنین در تحلیل گام به گام در پیش­بینی عضویت گروهی افراد مبتلا به پرخوری موفق تر است (4/77 در برابر 4/75). ضریب کپا (یک ضریب همبستگی است که توافق دو طبقه بندی را بررسی می‌کند). بنابراین، این ضریب برای تابع همزمان و گام به گام بیانگر توافق خوب طبقه بندی است.

بحث و نتیجه‌گیری

این پژوهش با هدف بررسی متغیرهایی پیش‌بین اختلال پرخوری انجام گرفت. یافته‌های پژوهش نشان داد که دو گروه دانش‌آموزان عادی و دانش‌آموزان مبتلا به اختلال پرخوری در متغیرهای، افسردگی، اضطراب، استرس، بامدادگرایی، سبک مقابله­ای مسئله مدار، خودکارآمدی در زمینه خوردن و چهار مؤلفه آن با یک دیگر تفاوت معنا‌داری داشتند به نحوی دانش‌آموزان پرخور میانگین بالاتری در اضطراب و افسردگی و استرس داشتند. ولی در سبک مقابله­ای مسئله‌مدار بامدادگرایی، خودکارامدی در خوردن و مؤلفه‌های آن میانگین پایین‌تری داشتند. این تفاوت‌ها همگی مطابق با پیش‌بینی و هماهنگ با اکثر یافته­های پژوهشی­است که به برخی از این پژوهش­ها در مقدمه اشاره گردید و از ذکر مجدد آنها در اینجا خودداری می­شود. اما تنها در سبک مقابله­ای هیجان مدار و مؤلفه فشارهای اجتماعی دو گروه تفاوت معنا‌داری با یکدیگر نداشتند.

با نگاه به میانگین دو گروه در سبک هیجان مدار مشاهده می‌شود که میانگین افراد پرخور بالاتر از افراد عادی است اما این تفاوت معنادار نیست. مطابق با این یافته می­توان چنین مطرح کرد که سبک هیجان‌مدار ممکن است نقش تعدیل کننده در رابطه اختلال پرخوری با سایر متغیرها داشته باشد. سالونسکی، دمپسی و دمپسی[26] (2011) بیان کردند که سبک مقابله­ای هیجان مدار نقش تعدیل کنندهمیان استرس و اختلال پرخوری دارد. افراد عادی برای مقابله با مشکلات از راهبردهای هیجانی استفاده هم می­کنند و نتوان مطرح کرد که دو سبک هیجان مدار و مسئله مدار دو روی یک سکه باشد. ممکن است افراد در مواقع مشکلات در ابتدا به صورت هیجان مدار با مشکلات مقابله کنند ولی افراد قوی‌تر روبه سبک مسئله‌مدار آورده و به‌دنبال راه‌حل عملیاتی باشد.

نتایج نشان داد که افراد پرخور کارآمدی کمتری در زمینه‌ی خوردن داشتند به نحوی که نمی‌توانند مدیریت مصرف غذا را برای خود داشته باشند. مطابق با نظر مورین، دمرس، تورکات و مانگو[27] (2013) می‌توان گفت که خانواده در زمینه مصرف غذا و میزان آن هیچ اطلاعات دقیقی به فرزندان خود نمی‌دهند. حتی مهارت‌های آشپزی هم به فرزندان خود یاد نمی‌دهند. در دنیای کنونی که زنان مجبورند در کنار مردان به مشاغل بیرون از خانه روی آورند، این عدم مدیریت مصرف و پخت غذا تشدید یافته و فرزندان مجبورند که از غذاهای بیرون و فست فودها استفاده کنند که همه آنها زمینه پرخوری و چاقی را فراهم می‌آورد. به هر حال تمامی شرایط محیطی و خانوادگی دست به دست هم می‌دهد تا افراد پرخور بی‌کفایت­تر از سایر افراد به تنظیم مصرف غذا بپردازند و در هیجانات مثبت و منفی در هنگام دسترسی به مواد غذایی به رفتارهای پرخورانه روی بیاورند.

داده­ها نشان داد افراد مبتلا به اختلال پرخوری عصرگراتر از افراد عادی بودند. در راستای این یافته فلگ و لندلر (2009) در پژوهشی یافت که افراد عصرگرا تمایلات بیشتری به خوردن داشتند. این نتیجه رالوکاسن نیز (2013) تأیید کرد. بنابراین به‌دلیل اهمیت شخصیت بامدادگرایی و عصرگرایی در رفتار خوردن انسان، می­توان با شناخت زیربناهای این نوع شخصیت زمینه لازم برای کاهش رفتارهای پرخوری را فراهم می‌کند. در تبیین این یافته می‌توان چنین مطرح کرد که افرادی که تمایلات عصرگرایانه دارند معمولاً در وعده‌های غذایی خود دچار مشکلات متعددی هستند زیرا آنها خیلی دیرتر از خواب بلند می‌شود و وعده‌ی صبحانه و ناهار آنها ادغام شده و خیلی سازمان نایافته به مصرف غذا روی می‌آورند. زیرا مجبورند تا دیر وقت بیدار بمانند ممکن است به پرخوری‌های شبانه بپردازند. کما اینکه تحقیقات نشان داده است که پرخوری شبانه با عصر گرایی رابطه معنا‌داری دارد(هارب، لواندوسکی، اولیویرا، کایومو، آلیسون، استانکارد و هیدالگو[28]، 2012)

هدف اصلی در این پژوهش تعیین اثر ترکیب خطی استرس، افسردگی، اضطراب، سبک مقابله‌ای هیجان مدار، سبک مقابله‌ای مسئله مدار، بامداد گرایی، خودکارآمدی در کنترل وزن و مولفه‌های آن در پیش‌بینی اختلال پرخوری بود. تحلیل ممیز همزمان که برای دست‌یابی به این هدف انجام شد نشان داد که ترکیب خطی متغیر های فوق قادر است 31 درصد از واریانس تفاوت دو گروه را تبیین کند. ضرایب استاندارد تابع ممیز نشان می دهد که ترتیب اهمیت متغیر­ها در تابه ممیز به قرار زیر است: استرس، اضطراب، سبک مقابله‌ای مسئله مدار دسترسی به مواد غذایی، به ترتیب بیشترین سهم را از کل متغیرها در تابع ممیز دارند (ضرایب استاندارد از 76/0 تا 30/0). بقیه متغیرها به دنبال این متغیرها قرار می­گیرد. کمترین سهم متعلق به سبک مقابله ای هیجان مدار بود. ضرایب ساختاری مربوط به متغیرهای استرس، اضطراب، افسردگی، سبک مقابله‌ای مسئله‌مدار، دسترسی به موادغذایی، سبک مقابله‌ای هیجان‌مدار، هیجان مثبت، هیجان منفی، ناراحتی جسمی و بامداد گرایی بالاتر از 30/0 هستند. بنابراین در تعریف بعد حاصل از تابع همزمان اهمیت بیشتری دارند.

نتایج تحلیل گام‌به‌گام نیز نشان داد که با سه متغیر که به ترتیب ورود در معادله عبارتند از: افسردگی، دسترس بودن مواد غذایی و هیجانات منفی. این سه متغیرتابع ممیزی را شکل می‌دهند که توانی برابر با ترکیب خطی یازده متغیر را دارند. افسردگی از متغیرهایی بود که در تابع ممیز قرار گرفت. این نتیجه با یافته‌های ونریدنت نورتلند، وربارگ، گیلتی، لیچت، وگلزانگ، و ون و زیتمن[29] (2013)، ونوچی، تونی، مارمانی و پروگی[30] (2013) و دینارد و ریچارد[31] (2013). همسو بود. امابا یافته عسکری، حسن بیگی، خسروی، مالک، حسنبیگی،  پورموحد و علاقه بند (2013) مرتبط نبود.

در تبیین این یافته می توان چنین بیان داشت که بسیاری از افراد که رفتارهای خوردن مخرب دارند، احساس می­کنند که پرخوری برای آنها به مراتب آسان­تر از مقابله با افکار، تصاویر و عواطف پریشان‌آور و ناخوشایند است. محققان معتقدند که مدل تنظیم عاطفی، بر این مسئله تأکید دارد که برخی افراد یادگرفته­اند تا حالات عاطفی دردآور خود را با خوردن کنترل و تنظیم کرده و بدین وسیله به نوعی بر آن‌ها سرپوش بگذارند. فربرن و کوپ و همکاران، 1984؛ به نقل از گینسبرگ، 2007) در این راستا هیلبرت و توچن-کافرت[32] (2007) بیان کردند که خلق منفی، پیشایند و تقویت کننده­ی پرخوری در اختلال پرخوری و پراشتهایی روانی است، اما پرخوری منجر به کاهش خلق منفی نمی­شود، چرا که بعد از پرخوری فرد دچار احساس گناه شده و خلق منفی تشدید می­شود. از منظر سبک­های مقابله نیز می­توان بیان داشت: در اختلالات خوردن، سبک مقابله با فشار روانی از جمله عمده­ترین عوامل پیش­بینی کننده محسوب می­شود به گونه­ای که افراد برای مقابله با فشار روانی تلاش می­کنند تا نوعی سبک مقابله برای کاهش آنها انتخاب کنند. انتخاب راهبردهای مقابله­ای ناسازگارانه به جای حل تعارضات می­تواند منجر به بروز انواع اختلالات خوردن گردد (هینریچس و همکارن، 2003). از آنجایی که افرادی که دارای اختلال پرخوری هستند مستعد چاقی هستند و از نظرتناسب بدنی متفاوتند، این عامل در خلق آنها تاثیر گذاشته و باعث می شود که آنها برداشت منفی نسبت به خود کنند. همه این عوامل باعث افزایش احساس گناه و در ادامه باعث افسردگی و پرخوری می‌شود.

در مورد خودکارآمدی در کنترل وزن مشخص شد که دو مؤلفه آن یعنی دسترسی به مواد غذایی و هیجانات منفی پیش­بینی کننده‌ی قویی برای اختلالات خوردن بودند. این یافته مورینو همکاران (2013)، شین، شین، لو، داتون، آبود و ایلچ[33](2011)، جونز، فارلانتو، جکسون و کیمز[34] (2007) همسو است. محققان بیان داشته‌اند که خودکارآمدی شاخص پیش­بینی کننده‌ی کاهش وزن و پیش­بینی کننده‌ی موفقیت برنامه کنترل وزن است و طی درمان افزایش می یابد. افرادی که نوسان وزن زیادی را تجربه می‌کنند، معمولاً خودکارآمدی پایین تری دارند. در پژوهشی 71 درصد از آزمودنی‌ها عدم خودکارآمدی را به عنوان مهمترین مانع پایبندی به رژیم غذایی کاهش وزن نام برده‌اند. افسردگی، هیجان‌های منفی، تنش، احساس غمگینی، داغ دیدگی، فقدان انگیزه عدم تمایل به تعهد را مهمترین عامل عدم پای‌بندی به کاهش وزن نام برده‌اند (به نقل از نویدیان، کرمان ساروی و ایمانی، 1391).

به‌طورکلی این پژوهش نشان‌می‌دهد که بین ابعاد مختلف متغیرهای پژوهش و اختلال پرخوری رابطه وجود دارد. از آنجاکه درک بهتر متغیرهای روان‌شناختی برای اختلال پرخوری و چاقی و همچنین برنامه‌های درمانی و مداخلات مؤثرتر ضروری است، بنابراین یافته‌های این پژوهش در سطوح مختلف آموزشی و بالینی می‌تواند از راه سنجش متغیرهای روان‌شاختی که در این پژوهش مطرح شد به شناسایی و درمان افراد پرخور و چاق متقاضی کاهش وزن کمک مؤثری کند. از محدودیت‌های عمده این پژوهش این است که نمی‌توان بیان داشت که متغیر های مورد بررسی با اختلال پرخوری روابط علی دارند بنابراین بهتر است در قالب یک طرح آزمایشی این متغیرها بررسی شده تا تعمیم پذیری آن افزایش بیابد.