Longitudinal Associations of Importance of Religion and Frequency of Service Attendance with Depression Risk among Adolescents in Nova Scotia
Notice bibliographique
Résumé
OBJECTIVE: To examine the directionality of associations between self-reported religious importance or worship attendance and depression among adolescents, and to determine whether social supports or general self-efficacy are mechanisms of observed associations. METHOD: A cohort (n = 976) of Canadian high school students were surveyed in Grade 10 (2000 to 2001) and 2 years later (2002 to 2003). Logistic regression was conducted separately among adolescents with and without elevated depressive symptoms to examine associations between baseline religious attendance and religious importance with later depression, adjusting for confounding factors. Effects of reverse causation were also assessed, determining associations between baseline depression and follow-up religious attendance and importance. RESULTS: Girls who were not depressed at baseline and who attended religious services had lower odds of later depression (adjusted odds ratio [AOR] 0.46; 95% CI 0.22 to 0.95, P < 0.05), which was accounted for by general self-efficacy. Boys who were depressed at baseline who attended religious services had lower odds of still being depressed at follow-up (AOR 0.23; 95% CI 0.06 to 0.80, P < 0.01). Depression at baseline predicted lower attendance at follow-up among boys (AOR 0.26; 95% CI 0.09 to 0.75, P < 0.01). CONCLUSIONS: Religious attendance independently predicts lower depression at follow- up among girls, and may do so by increasing self-efficacy. Among boys with depression, religious attendance predicts a lower likelihood of still being depressed at follow-up. The relation between religious attendance and depression in boys is bidirectional.
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Comment cette classification a été obtenuedéplier
Prédiction machine sur la base complète
Imitation des enseignantsNi prévalence calibrée, ni vérité terrain. Validation humaine à venir. Le volet Gemma est une étiquette directe du modèle pour chaque travail de la base, lue sur la notice réduite au titre. Le volet Codex est un classifieur appris des 10 348 étiquettes directes de Codex et calibré sur les taux pondérés de l'échantillon; les champs sans appui suffisant ne portent aucun appel Codex. Le mode candidate est l'union des deux volets; le consensus est leur intersection. Ces sorties portent le statut machine_predicted_unvalidated et ne sont pas des étiquettes humaines.
Scores du classifieur distillé par catégorie (deux têtes)
| Catégorie | Codex | Gemma |
|---|---|---|
| Métarecherche | 0,000 | 0,001 |
| Méta-épidémiologie (sens strict) | 0,000 | 0,000 |
| Méta-épidémiologie (sens large) | 0,000 | 0,000 |
| Bibliométrie | 0,001 | 0,001 |
| Études des sciences et des technologies | 0,001 | 0,000 |
| Communication savante | 0,001 | 0,000 |
| Science ouverte | 0,001 | 0,000 |
| Intégrité de la recherche | 0,000 | 0,000 |
| Charge utile insuffisante (le modèle a refusé de juger) | 0,001 | 0,000 |
Scores machine (provisoires)
Les deux têtes enseignantes du modèle étudiant, lues sur ce travail. Un score ordonne la base pour la relecture; il n'affirme jamais une catégorie, et le statut de validation accompagne chaque rangée tel quel.
Scores de référence d'un modèle non mature (critères de maturité non atteints, 7 itérations). Un score ordonne; il n'affirme jamais une catégorie.
score_only:v0-immature-baseline · tel quel depuis la passe de notation : score_only signifie que le nombre peut ordonner les travaux, et qu'aucune étiquette de catégorie n'en découleClassification
machine, non validéePrédiction automatique; un appel candidat d’une seule source (Gemma direct ou Codex distillé), pas un consensus.
Le détail, modèle par modèle et score par score, se trouve en fin de page sous « Comment cette classification a été obtenue ».