با وجود نقش عملکرد جنسی سالم در زنان، در احساس سلامتی و بالابردن کیفیت زندگی آنها (خنافره و صفرزاده، 1398). بسیاری از زنان از صحبت درباره مسائل جنسی خودداری می‌کنند (نصرالهی مولا، بهرامی، رنجبران وعلی‌مراد، 2020). در ایران نیز گزارش شده است که بیش از 80 درصد از زنان، در این زمینه مشکلاتی را تجربه می‌کنند (شریفیان، صفاریان و علیزاده فرد، 1397). در کنار عوامل بین‌فردی مؤثر در احقاق جنسی در زنان، نمی‌توان نقش عوامل انگیزشی-رفتاری و تجارب فرد را در روابط بین‌فردی نادیده گرفت. چرا که روابطی نیز وجود دارند که با وجود رضایت زناشویی کلی، زنان در احقاق جنسی دچار مشکل هستند و همین مسأله به مرور زمان، رضایت زناشویی را کاهش خواهد داد (بانگارت و گراف[1]، 2020). احقاق جنسی[2] که به توانایی ابراز نیازهای جنسی و احساسات و افکار مرتبط، بدون احساس گناه یا اضطراب و ظرفیت مذاکره درخصوص رابطه جنسی و تأکید بر حقوق خود بدون زیرپاگذاشتن حقوق همسر در رابطه جنسی، اشاره دارد (لوپز-آلوارادو، ون پریس، سوالاس-نیرو و انلین[3]، 2019) می‌تواند با رضایت جنسی بالاتر در زنان و همسران آنها، کیفیت بالاتر ارگاسم و رابطه جنسی (کلاک، سوزا و اوگز[4]، 2016) و بی‌رمقی زناشویی کمتر (زارع‌نژاد، حسینی و رحمتی، 1398) همراه باشد. در ادبیات روابط جنسی وزناشویی از احقاق جنسی به عنوان یک شایستگی جنسی-اجتماعی نام برده شده است که نداشتن آن می‌تواند با بروز رفتارهای طردکننده از طرف زنان، در نهایت تحقیر، سرزنش و خصومت را در روابط زناشویی، شکل دهد (کیم، مویز، ساکالوک، روزن وایمپت[5]، 2020)، بعد اجتماعی احقاق جنسی با نقش‌های اجتماعی موردانتظار از زنان، پیوند خورده است و حتی می‌تواند به عنوان پرخاشگری تفسیر شود (بوچارد و همفریز[6]، 2019). چرا که از زنان انتظار می‌رود در این زمینه، به صورت بازداری شده‌ای رفتار کنند. اما این رفتار بازداری شده صرفاً به عوامل فرهنگی-اجتماعی و تأثیر آنها بر هدایت رفتارهای جنسی در زنان برنمی‌گردد (ژانگ، ایکسایی، سینگلو، فان ویپ[7]، 2021). بلکه به نظر می‌رسد نوع سیستم‌های انگیزشی و شخصیتی فرد نیز مانند فعال‌سازی و بازداری رفتاری می‌تواند در میزان ابراز وجود افراد به طورکلی نقش داشته باشند (کورسن[8]، 2016). از طرفی نوع نگاه افراد در خصوص تبادل سود و هزینه و تفسیر آن در روابط بین‌فردی و اجتماعی، می‌تواند به رابطه زناشویی نیز منتقل شود و در میزان ابرازگری جنسی زنان مؤثر باشد. این در حالی است که نحوه تأثیرگذاری سازه‌های اجتماعی و و بین‌فردی در سایه مکانیزم‌های رفتاری و شخصیتی، به طور دقیق‌تر و کاربردی‌تری قابل تبیین است. به خصوص آنکه افراد در تمام روابط بین‌فردی و زناشویی خود به طور خودآگاه و یا ناخودآگاه درگیر برآورد سود ادراک شده و هزینه صرف شده در روابط خود هستند و این مسأله می‌تواند در درجه اول، قبل از روابط بین‌فردی، ادراک، توانایی‌ها و نگرش‌های فردی آنها را در خصوص تلاش برای بهبود رابطه تحت تأثیر قرار دهد. از آنجایی که هر فردی با خزانه تجارب رفتاری و اجتماعی منحصر به فرد خود وارد رابطه زناشویی می‌شود، در پژوهش حاضر بر سیستم‌های رفتاری[9]  و سبک‌های تبادل اجتماعی[10] به عنوان عوامل فردی و اجتماعی که می‌توان اثر احتمالی آنها را بر احقاق جنسی در زنان درنظر گرفت، تمرکز شده است.

سیستم‌های رفتاری براساس نظریه حساسیت به تقویت‌ گری[11]  (1987) و کارور و وایت (1994) به ابعاد رفتاری، انگیزشی و شخصیتی افراد اشاره دارند و در دو بعد فعال‌سازی و بازداری رفتاری تعریف شده‌‌اند. بازداری رفتاری، بیشتر با رفتارهای اجتنابی گره خورده است و افراد، موقعیت‌هایی را که به نظر همراه با تنبیه هستند، بسیار منفی تفسیر می‌کنند. بنابراین یادگیری همراه با تداعی که مبتنی بر اجتناب از موقعیت‌های احتمالی آزاردهنده هستند، در بازداری رفتاری پررنگ‌تر است. فعال‌سازی رفتاری نیز، بیشتر با رفتارهای گرایشی، توصیف می‌شود که براساس آن افراد، آمادگی بیشتری برای جستجوی پاداش و موقعیت‌های تازه دارند (ایکسایی، فنگ[12]، ژانگ، لو[13] و دای[14]، 2021). این دو سیستم رفتاری- شخصیتی می‌توانند به میزان جهت‌گیری گرایشی یا اجتنابی افراد در زمان تعقیب اهداف در روابط عاطفی، هم اشاره داشته باشند (لوشیز، فینکل و فیتز سیمونز[15]، 2011). چرا که سیستم فعال‌سازی رفتاری با عاطفه مثبت، امیدواری در رسیدن به اهداف مطلوب، حساسیت به پاداش و تسهیل پردازش اطلاعات و سیستم بازداری رفتاری با عاطفه منفی، رفتارهای اجتنابی و حساسیت به تنبیه همراه است (مارچان-کلاولینو، آلامدا-بیلن، زایس و گیل[16]، 2019). در این میان زنان در مقایسه با مردان، در بازداری رفتاری و تجربه هیجان‌هایی مانند غم، ترس و اضطراب نمره بالاتری می‌گیرند (ماکلامز و وو[17]، 2019) و به محرک‌های حاکی از تنبیه مانند ناکامی، فقدان، انتقاد و یا سرزنش حساسیت بالاتری دارند. بیکر، لارسون و سیپل[18] (2019) نیز دریافتند که حساسیت بیشتر به پاداش و تقویت در مقایسه با حساسیت به تنبیه، خودکارآمدی افراد را در روابط عاطفی افزایش می‌دهد (استولارسکی، وجکاسکی و ماتئوس[19] ، 2020).  این در حالی است که کاهش رفتار اجتنابی با احقاق جنسی بالاتر  در زنان (بوچارد و هامفریز، 2019) همراه است. همچنین، وقتی زنان با انگیزه روی‌آوری به روابط جنسی می‌پردازند، در مقایسه با زمانی که انگیزه‌های اجتنابی دارند، کنجکاوی جنسی، برانگیختگی و رضایت جنسی بیشتری را تجربه می‌کنند (میرشمشیری، صالحی، مدحی و کیان‌مهر، 1394).  بنابراین به نظر می‌رسد که بازداری رفتاری برخلاف فعال‌سازی رفتاری بااحقاق جنسی کمتر در زنان همراه باشد و ابرازگری در خصوص نیازهای جنسی را محدود کند.

زمانی که از روابط جنسی صحبت می‌شود، تبادل نیز جایگاه خاصی دارد و در این راستا، هنجارهای اشتراکی و هنجارهای تبادلی نیز اهمیت پیدا می‌کنند. در هنجارهای اشتراکی، ادراک انصاف و در هنجارهای تبادلی، افراد به سایر سبک‌های تبادل سود و هزینه در روابط می‌پردازند (راپوسو، ایمپت و مویز[20]، 2020). در نظریه تبادل اجتماعی نیز افراد به برآورد هزینه‌های روابط خود می‌پردازند و با منافع و پاداش‌های حاصل از آن مقایسه می‌کنند وبر این اساس پنج سبک انصاف (نفع یکسان در رابطه)، پیگیری (پایش مکرر هزینه و سود)، فردگرایی (رجحان خوداتکایی و سرمایه‌گذاری اندک)، منفعت‌طلبی (افزایش حتی‌الامکان سود) و سرمایه‌گذاری افراطی (سرمایه‌گذاری بدون الزام یا انتظار سرمایه‌گذاری برابر از جانب دیگران)، مطرح شده است (صفاری‌نیا، 1396). به نظر میرسد که براساس نظریه تبادل اجتماعی در روابط جنسی، مقایسه پاداش‌ها و هزینه‌ها با سطوح موردانتظار پاداش‌ها و هزینه‌ها، ادراک برابری از پاداش و هزینه‌های جنسی و تعادل بین پاداش‌ها و هزینه‌ها در رابطه جنسی در احساس توانمندی زنان در فعالیت‌های جنسی، نقش دارد (سانچز-، فونتس، سانتوس - ایگلسیاس[21]، 2016) و ادراک عدم تعادل پیامدهای مثبت و منفی در تجارب ارتباطی می‌تواند با شکل دادن احساس محرومیت زنان و ایجاد احساس درماندگی (لیبمن، زوروف وفورنیر[22]، 2011) بر احقاق جنسی تأثیرگذار باشد. اما باتوجه به پژوهش‌های متفاوت مثلاً در خصوص عدم ارتباط منفی قطعی بین سبک پیگیری و تعارض‌های زناشویی و یا عدم ارتباط مثبت قطعی بین ادراک انصاف با رضایت زناشویی (استفورد[23]، 2020) و یا پژوهش‌های متفاوت در خصوص رابطه فردگرایی با افزایش برون‌گرایی (سپاه‌منصور، صفاری‌نیا و صفاری‌نیا، 1399) و از طرفی با کاهش برون‌گرایی (لیبمن، 2012)، به نظر می‌رسد نقش عواملی که در بافت آنها سبک‌های تبادلی می‌توانند کارکرد متفاوتی در  احقاق جنسی در زنان داشته باشند، قابل بررسی است، چرا که گاهی یک سبک تبادلی یکسان در سایه دو گرایش رفتاری-شخصیتی متفاوت می‌تواند تأثیر متفاوتی داشته باشد. همچنین باتوجه به نقش فعال‌سازی رفتاری در بروز تعامل‌‌های مثبت‌تر (کیلپاتریک[24]، 2018)، احتمال زمینه‌سازی متفاوت سیستم‌های انگیزشی-رفتاری و شخصیتی متفاوت در خصوص سبک‌‌های تبادل اجتماعی و احقاق جنسی وجود دارد.

مرور ادبیات پژوهش در حیطه احقاق جنسی حاکی از آن است که غالب پژوهش‌ها به پیامدهای مثبت روانی و زناشویی این سازه در رضایت جنسی (ژانگ وهمکاران، 2021)، پایداری ازدواج (فیاض صابری، توزنده جانی، ثمری و نجات، 1398) و مواردی از این دست پرداخته‌اند. اما در این میان، به نقش عوامل تبیین کننده احقاق جنسی براساس عوامل فردی-اجتماعی به ندرت پرداخته شده است. همچنین پژوهشگر در بررسی‌های خود الگویی را نیافت که در آن به تبیین عوامل فردی تأثیرگذار بر  احقاق جنسی بر اساس متغیرهای مذکور، پرداخته باشد. از این رو، محقق باتوجه به اهمیت نظریه تبادل اجتماعی در روابط جنسی، در پژوهش حاضر به دنبال پاسخ به این سؤال اصلی است که آیا سبک‌های تبادل اجتماعی در روابط فعال‌سازی-بازداری رفتاری و احقاق جنسی در زنان نقش میانجی دارند؟

شکل 1. مدل مفهومی احقاق جنسی در زنان

روش‌

پژوهش حاضر از نظر هدف، کاربردی و از نظر شیوه گردآوری داده‌ها در حیطه پژوهش‌های توصیفی و از نوع همبستگی است. جامعه آماری این پژوهش شامل دانشجویان زن متأهل دانشگاه آزاد اسلامی واحد کرج بود که از این جامعه، براساس ملاک‌های دامنه سنی 30 تا 45 سال، مدت زمان زندگی مشترک حداقل 2 سال، داشتن رابطه جنسی در یک سال اخیر و رضایت برای شرکت در پژوهش، به روش نمونه‌گیری هدفمند (باتوجه به ملاک‌های ورود) و براساس حجم نمونه لازم در معادلات ساختاری (20 برابر تعداد متغیرها) پرسشنامه‌ها در مرحله اول به 400 نفر از دانشجویان زن متأهل در فضای مجازی داده شد و در نهایت باتوجه به ملاک‌های ورود و افت آزمودنی‌ها، تحلیل داده‌ها بر روی 300 نفر با استفاده از نرم‌افزارهای AMOS,SPSS و با مدل‌یابی معادلات ساختاری، صورت گرفت.

ابزارهای پژوهش

الف) پرسشنامه احقاق جنسی : این پرسشنامه 25 سؤالی توسط هالبرت[25] (1992) به منظور ارزیابی احقاق جنسی زنان در روابط زناشویی خود، طراحی شده است. نمره‌گذاری این پرسشنامه براساس طیف لیکرت 5 درجه‌ای (همیشه-هرگز) انجام می‌شود. هالبرت (1992) پایایی آن را براساس آلفای کرونباخ 92/0 گزارش کرده است و تحلیل عاملی اکتشافی، ساختار یک عاملی پرسشنامه را تأیید کرده است (ایوت و ترل[26]، 2015). زارع‌نژاد، حسینی و رحمتی(1398) پس از بررسی روایی صوری و محتوایی، ضریب آزمون و بازآزمون را 86/0 و براساس آلفای کرونباخ، 74/0 گزارش کرده‌اند. همچنین قیصری و کریمیان (1392) پایایی پرسشنامه را براساس آلفای کرونباخ، 83/0 محاسبه کرده‌اند. در پژوهش حاضر، پایایی براساس آلفای کرونباخ، 77/0 محاسبه شده است.

ب) پرسشنامه سیستم‌های رفتاری: پرسشنامه 24 سؤالی سیستم‌های بازداری/فعال‌سازی رفتاری، توسط کارور و وایت (1994) و در دو بعد بازداری و فعال‌سازی رفتاری (سائق، جستجوی لذت و پاسخ‌دهی به پاداش) طراحی شده است. کارور و وایت (1994) ثبات درونی بازداری رفتاری و مقیاس‌های فعال‌سازی رفتاری را به ترتیب، 74/0، 73/0، 70/0 و 66/0 گزارش کرده‌اند. نمره‌گذاری پرسشنامه براساس طیف لیکرت 4 درجه‌ای (کاملاً مخالف تا کاملاً موافق) انجام می‌شود. پایایی براساس آلفای کرونباخ 72/0 و براساس بازآزمایی از 56/0 تا 74/0 متغیر بوده است. امیری و حسنی (1395) در بررسی روایی سازه براساس تحلیل عاملی نیز همان مؤلفه‌های نسخه اصلی پرسشنامه با ارزشهای بیشتر از 1 و با بارعاملی بزرگتر از 40/0 را استخراج کرده‌اند. تحلیل عامل تأییدی پرسشنامه براساس شاخص‌های برازش  (26/1) ، CFI (84/0) ، SRMR (07/0) و RMSEA (06/0)، مطلوب گزارش شده است (امیری و حسنی، 1395). در پژوهش حاضر، پایایی براساس آلفای کرونباخ، برای فعال‌سازی رفتاری 77/0 و برای بازداری رفتاری 72/0 محاسبه شده است.

ج) پرسشنامه سبک‌های تبادل اجتماعی: پرسشنامه 41 سؤالی سبک‌های تبادل اجتماعی توسط لیبمن و همکاران (2011) و در قالب پنج عامل انصاف، منفعت‌طلبی، فردگرایی، پیگیری و سرمایه‌گذاری افراطی طراحی شده است. لیبمن و همکاران (2011)، آلفای کرونباخ را برای پیگیری، انصاف، فردگرایی، منفعت‌طلبی و سرمایه‌گذاری افراطی به ترتیب 84/0، 81/0، 81/0، 75/0 و 68/0 گزارش کرده‌اند و روایی براساس تحلیل عامل تأییدی نشان‌دهنده برازش خوب مدل (07/0=RMSEA ، 93/0=CFI ، 91/0=GFI) بوده است. نمره‌گذاری پرسشنامه براساس طیف لیکرت 5 درجه‌ای (کاملاً مخالفم-کاملاً موافقم) انجام می‌شود. صفاری‌نیا (1396) پایایی آن را براساس آلفای کرونباخ، 83/0 محاسبه کرده است. همچنین تحلیل عامل اکتشافی، همان پنج عامل نسخه اصلی را با ارزش‌های ویژه بزرگتر از 5/1 تأیید کرده است و تحلیل عامل تأییدی حاکی از برازش مطلوب مدل برای پنج عامل مذکور براساس  ،(46/3)، GFI، (89/0)، AGFI ، (86/0) و RMSEA ، (07/0) بوده است. در پژوهش حاضر، پایایی براساس آلفای کرونباخ، برای سبک‌های تبادل اجتماعی از 60/0 تا 78/0 متغیر بوده است.

یافته‌ها

در بخش اطلاعات جمعیت‌شناختی، سن 66 درصد از آزمودنی‌ها، بین 30 تا 40 و بقیه بالای 40 سال سن داشته‌اند. 87 درصد دارای تحصیلات کارشناسی و بالاتر، 83 درصد دارای مدت زمان زندگی مشترک 4 تا 10 سال و غالباً افراد در رشته‌های علوم انسانی مشغول به تحصیل بوده‌اند. در جدول 1، ماتریس همبستگی متغیرهای پژوهش، میانگین و انحراف استاندارد و در جدول 2، چولگی، کشیدگی، ضریب تحمل و تورم واریانس متغیرهای پژوهش آورده شده‌ است.

جدول 1. ماتریس همبستگی ، میانگین و انحراف استاندارد متغیرهای پژوهش

جدول  1، نشان می‌دهد که سیستم بازداری رفتاری همانند سبک‌های تبادل منفعت‌طلبی، فردگرایی، پیگیری و سرمایه‌گذاری افراطی به صورت منفی و در سطح معناداری 01/0 با متغیر احقاق جنسی همبسته‌اند. از بین مؤلفه‌های سیستم فعال‌ساز رفتاری سائق و پاسخ به پاداش به صورت مثبت و در سطح معناداری 05/0 و جستجوی سرگرمی به صورت مثبت و در سطح معناداری 01/0 با متغیر احقاق جنسی همبسته بودند.

در بررسی مفروضه‌ها، ارزش‌های کشیدگی و چولگی همه متغیرها در محدوده 2+ و 2- قرار دارد. این مطلب نشان دهنده آن است که داده‌های تک متغیری به صورت نرمال توزیع شده‌اند. همچنین مقادیر ضریب تحمل همه متغیرهای پیش‌بین بزرگتر از 1/0 و مقادیر عامل تورم واریانس هر یک از آنها کوچکتر از 10 است. براین اساس، می‌توان گفت دو مفروضه نرمال بودن توزیع داده ها و همخطی بودن در این داده‌ها برقرار است. در این پژوهش برقراری/ عدم برقراری مفروضه‌های نرمال بودن توزیع چند متغیری و همگنی واریانس‌ها به ترتیب از طریق تحلیل اطلاعات « فاصله مهلنوبایس^[27]» و نمودار پراکندگی واریانس‌های استاندارد شده خطاها^[28] مورد بررسی قرار گرفت. برای تحلیل داده‌ها از روش مدل یابی معادلات ساختاری استفاده شد. این روش بسط مدل خطی کلی است و از دو بخش مهم تشکیل شده است: مدل اندازه‌گیری و مدل ساختاری. به همین دلیل تحلیل SEMمستلزم گذر از دو مرحله است: بررسی مدل اندازه‌گیری از طریق تحلیل عاملی تاییدی و تحلیل مدل ساختاری از طریق تحلیل مسیر. اما با توجه به این که در مدل پژوهش حاضر تنها یک متغیر مکنون (سیستم فعال ساز رفتاری با سه نشانگر) وجود داشت، بنابراین پارامترهای معلوم آن6 (2/(1+v)v) و در سوی دیگر تعداد پارامترهای مجهول آن نیز 6 بود (سه واریانس و سه ضریب مسیر)، برهمین اساس درجه آزادی (حاصل تفریق پارامترهای مجهول از معلوم) در مدل اندازه‌گیری برابر با صفر بود. به این نوع از مدل که در آن درجه آزادی برابر صفر است، مدل همانند^[29] گفته می‌شود. زمانی که مدل همانند باشد، پارامترها برآورد و شاخص‌های برازندگی و برآورد نمی‌شود. بدین ترتیب در پژوهش حاضر مدل اندازه‌گیری ارزیابی نشد و تنها به ارزیابی شاخص‌های برازندگی مدل کلی اکتفا شد.

   همچنان که در شکل 1 ملاحظه می‌شود، در این مدل چنان فرض شده بود که سیستم های مغزی/رفتاری از طریق سبک های تبادل اجتماعی بر احقاق جنسی زنان متاهل اثر دارد. به منظور آزمون مدل، روش تحلیل مدل‌یابی معادلات ساختاری با استفاده از نرم‌افزار AMOS 24.0 و براورد بیشینه احتمال[30] (ML) به کار گرفته شد. جدول2 شاخص‌های برازندگی مدل پژوهش را نشان می‌دهد.

همچنان که جدول 2 نشان می دهد به استثنای شاخص RMSEA دیگر شاخص های برازندگی حاصل از تحلیل مدل یابی معادلات ساختاری از برازش مدل ساختاری با داده های گرآوری شده حمایت نمودند (26/5=df/²c، 954/0=CFI، 963/0= GFI ، 888/0=AGFI ، 095/0= RMSEA). با توجه به اهمیت فراوان شاخص RMSEA در برازش مدل با داده ها، با ایجاد کوواریانس بین خطاهای سبک های منفعت طلبی، فردگرایی و پیگیری مدل اصلاح و در نهایت شاخص‌های برازندگی حاصل شد که نشان می دهد مدل پژوهش با داده های گردآوری شده برازش قابل قبول دارد (62/3=df/²c، 974/0= CFI،976/0= GFI ، 921/0=AGFI و 074/0= RMSEA). در ادامه ، جدول 3 ضرایب مسیر بین متغیرها را در مدل ساختاری پژوهش نشان می دهد.

جدول فوق نشان می دهد که اثر کل سیستم بازداری رفتاری بر خلاف اثر کل سیستم فعال‌ساز رفتاری بر احقاق جنسی زنان متاهل منفی و معنادار است (01/0>p، 160/0-=β). از بین سبک‌های تبادل اجتماعی سرمایه‌گذاری افراطی (01/0>p، 150/0-=β)، پیگیری (01/0>p، 181/0-=β) ، فردگرایی (05/0>p، 128/0-=β) و منفعت طلبی (05/0>p، 127/0-=β) به صورت منفی بر احقاق جنسی اثر داشتند. در مقابل، سبک تبادل اجتماعی انصاف (01/0>p، 181/0=β) به صورت مثبت بر احقاق جنسی زنان متاهل اثر داشت. جدول4، نشان می‌دهدکه ضریب مسیر غیرمستقیم بین سیستم بازداری رفتاری و احقاق جنسی (01/0>p، 098/0-=β) منفی است. از سوی دیگر ضریب مسیر غیرمستقیم  بین سیستم فعال‌ساز رفتاری و احقاق جنسی (01/0>p، 125/0=β) مثبت بود. براین اساس می‌توان گفت سبک‌های تبادل اجتماعی اثرسیستم های مغزی/رفتاری بر احقاق جنسی را به صورت معنادار میانجیگری می‌کند. با وجود این معناداری/عدم معناداری نقش هر یک از پنج سبک تبادل اجتماعی در رابطه بین سیستم‌های مغزی/رفتاری بر احقاق جنسی معین نبود، به همین دلیل جهت تعیین معناداری یا عدم معناداری نقش هر یک از سبک‌های تبادل اجتماعی در میانجیگری اثر سیستم‌های مغزی/رفتاری بر احقاق جنسی از فرمول بارون و کنی^[31](1986) استفاده شد. استفاده از فرمول بارون و کنی نشان داد که ضریب مسیر غیرمستقیم بین سیستم فعال‌سازی رفتاری بر احقاق جنسی از طریق سبک تبادل پیگیری (01/0>p، 050/0=β)، انصاف (01/0>p، 031/0=β) و فردگرایی (05/0>p، 021/0=β) مثبت بود. همچنین ضریب مسیر غیرمستقیم بین سیستم بازداری رفتاری و احقاق جنسی از طریق سبک تبادل سرمایه گذاری افراطی (05/0>p، 021/0-=β)، منفعت‌طلبی (05/0>p، 022/0-=β)، انصاف (05/0>p، 020/0-=β) و فردگرایی (05/0>p، 020/0-=β) منفی است. شکل 1پارامترهای استاندارد در مدل ساختاری پژوهش را نشان می‌دهد.

شکل 2. مدل ساختاری پژوهش با استفاده از داده‌های استاندارد

بحث و نتیجه‌گیری

پژوهش حاضر با هدف بررسی اثر سیستم‌های رفتاری (فعال‌سازی و بازداری) بر احقاق جنسی و اثر غیرمستقیم متغیرهای مذکور با نقش میانجی سبک‌های تبادل اجتماعی انجام شد. بر این اساس، بازداری رفتاری احقاق جنسی راکاهش می‌دهد وفعال‌سازی رفتاری از طریق سبک تبادل اجتماعی پیگیری، انصاف و فردگرایی، احقاق جنسی را افزایش وبازداری رفتاری از طریق سبک‌های سرمایه‌گذاری افراطی، منفعت‌طلبی، فردگرایی وانصاف، احقاق جنسی را کاهش می‌دهد. قابل ذکر است باتوجه به تحقیقات اندکی که دراین حوزه انجام شده است از گزارش تحقیقاتی که می‌توانستند در تبیین نتایج مفید باشند کمک گرفته شده است.

نتایج پژوهش در خصوص اثر منفی بازداری رفتاری بر احقاق جنسی می‌تواند با پژوهش‌های بوچارد و همفریز (2019) مبنی بر رابطه اجتنابی بودن در زنان با احقاق جنسی کمتر؛ پژوهش ریتنبرگر، کلین و بریکن[32] (2016) مبنی بر رابطه فعال‌سازی رفتاری با عدم بازداری جنسی و پژوهش کورسن (2016) مبنی بر رابطه بازداری رفتاری با منفعل بودن در زنان، همسو باشد. در تبیین این یافته می‌توان به رابطه فعال‌سازی رفتاری با عواطف مثبت‌تر در روابط جنسی (پورمحسنی کلوری، 1392) اشاره کرد که برخلاف بازداری رفتاری، حس تسلط و عزت نفس زنان را در روابط بین‌فردی افزایش می‌دهد (کیلپاتریک، 2018). این در حالی است که حساسیت بالای سیستم بازداری در روابط بین‌فردی با واکنش شدید افراد به تجارب استرس‌زا همراه است (پورمحسنی کلوری، 1392). براساس پژوهش راپوسو، روزن[33] ومویز (2019) نیزگسترش خود در زنان با آشفتگی جنسی کمتر همراه است. بنابراین بازداری رفتاری با ممانعت از گسترش خود و عزت نفس در زنان می‌تواند، احقاق جنسی را در آنها کاهش دهد.

همچنین براساس دومین یافته پژوهش، فعال‌سازی رفتاری از طریق سبک‌های تبادل اجتماعی پیگیری، انصاف و فردگرایی بر احقاق جنسی اثرمثبت و معناداری دارد. این یافته می‌تواند با پژوهش‌های بیکر، لارسون و سیپل (2017) مبنی بر رابطه فعال‌سازی رفتاری با خودکارآمدی؛ ویلو، اسکینر، بیکر و کیتلین[34] (2020) مبنی بر رابطه ادراک انصاف با خود ابرازگری جنسی در زنان؛ پژوهش کریمی، چلیبانلو و هاشمی‌پور (1396) مبنی بر رابطه فعال‌سازی رفتاری با احساس لیاقت وکفایت در روابط؛ پژوهش خجسته‌مهر، فرامرزی ورجبی (1391) مبنی بر رابطه ادراک انصاف با کیفیت زناشویی؛ محمودپور، دهقانپور، ایجادی و یوسفی (1399) مبنی بر رابطه حمایت اجتماعی ادراک شده با صمیمیت زناشویی در زنان، پژوهش  سپاه منصور، صفاری‌نیا و صفاری‌نیا (1399) مبنی بر رابطه مثبت پیگیری با موافق بون و رابطه منفی سبک پیگیری با روان‌رنجورخویی و رابطه فردگرایی با برون‌گرایی، گشودگی و وجدان و بالاتر بودن نمره سبک فردگرایی و پیگیری در زنان بهنجار در مقایسه با افسرده (شجاع‌فرد، 1399) همسو باشد. در تبیین این یافته می‌توان به برانگیختگی هیجانی منفی کمتر در سیستم فعال‌سازی رفتاری اشاره کرد که منجر به بروز تعارض‌های ارتباطی کمتری هم می‌شود (پورمحسنی کلوری، 1392) از طرفی در سبک تبادلی انصاف، واکنش‌های هیجانی خشم (فروبهره‌مندی: هزینه‌ها یا آورده‌ها بیشتر از منافع یا برداشت‌ها است) و احساس گناه (فرابهره‌مندی: منافع یا برداشت‌ها بیشتر از هزینه‌ها یا آورده‌ها است) دیده نمی‌شود واین مسأله می‌تواند با افزایش صمیمیت، فاصله‌گیری جنسی را کاهش دهد (مردانی ولندانی، صفاری‌نیا، علی‌پور و آقایوسفی، 1398) و در این شرایط، ادراک انصاف و برخورداری از نفع یکسان در روابط می‌تواند بر احقاق جنسی در زنان تأثیر مثبتی داشته باشد. از طرفی به نظر می‌رسد در افراد گرایشی (که با سیستم فعال‌سازی رفتاری، بیشتر تداعی می‌شود)، سبک پیگیری که با پیگیری مزایا و هنجارهای تبادلی مشخص می‌شود، یک رفتار نگهدارنده برای رابطه محسوب می‌شود و لزوماً با عاطفه منفی، تعارض در روابط (استفورد، 2020) و یا کاهش رضایت و عملکرد جنسی همراه نیست (راپوسو، ایمپت ومویز، 2020) و می‌تواند احقاق جنسی را افزایش دهد. همچنین فعال‌سازی رفتاری برخلاف بازداری رفتاری، می‌تواند بارها و بارها رفتار را در برابر منابع پاداش هدایت کند و سطوح برانگیختگی مثبت را بالا ببرد (آدام[35]، 2010). در این شرایط به نظر می‌رسد که سبک فردگرایی،کارکرد سازش‌یافته‌تری داشته باشد. زیرا زنان با فردگرایی می‌توانند کمتر احساس آسیب‌دیدگی کنند و پاداش بیشتری را به دست آورند (لوک، گلبرگ، امبریو و زولو[36]، 2011) و در روابط جنسی خود، ابرازگرتر باشند. در یک جمع‌بندی می‌توان به نقش زمینه‌ساز مثبت فعال‌سازی رفتاری در خصوص کاهش اثر منفی سبک‌های پیگیری و فردگرایی و افزایش اثر مثبت سبک انصاف در احقاق جنسی، اشاره کرد.

آخرین یافته پژوهش نیز حاکی از آن است که سیستم بازداری رفتاری از طریق سبک‌های تبادل اجتماعی سرمایه‌گذاری افراطی، منفعت‌طلبی، فردگرایی و انصاف بر احقاق جنسی، اثر منفی و معناداری دارد. این یافته می‌تواند با پژوهش‌های لندور ووینتر[37] (2019) مبنی بر رابطه بازداری رفتاری با کاهش ابراز وجود و گشودگی به رابطه و رابطه اهمیت دادن به نیازهای دیگران در مقایسه با نیازهای خود با خودخاموشی در زنان؛ پژوهش تیرون و کاتز[38] (2017) مبنی بر رابطه نیرومندی اشتراکی جنسی در زنان (که سرمایه‌گذاری افراطی، سود کمتر، دگردوستی واز خودگذشتگی بسیار از مشخصه‌های آن است) با کاهش ابراز وجود برای موافقت و شروع رابطه جنسی و یا خودداری از آن؛ پژوهش سپاه منصور، صفاری‌نیا و صفاری‌نیا (1399) مبنی بر رابطه سبک منفعت‌طلبی با افزایش روان‌رنجور خویی، کاهش برون‌گرایی، کاهش گشودگی و رابطه منفی سبک تبادلی انصاف با برون‌گرایی و وجدانی بودن، پژوهش لیبمن (2012) مبنی بر رابطه فردگرایی با کاهش برونگرایی و توافق‌پذیری و فراید لندر و اسکورون[39] مبنی بر تأثیر منفی سرمایه‌گذاری افراطی بر عزت نفس همسو باشد.

در تبیین این یافته می‌توان گفت که در بازداری رفتاری برخلاف فعال‌سازی رفتاری، حتی رفتارهایی که ظاهراً حاکی از گذشت هستند مانند سرمایه‌گذاری افراطی، بیشتر به منظور اجتناب از تعارض و یا احساس گناه صورت می‌گیرد (لوشیز، فینکل و فیتز سیمونز، 2011). همچنین در سبک سرمایه‌گذاری افراطی، فرد به هر شکلی درصدد حفظ و بقای رابطه است و در جهت خشنود کردن طرف مقابل خود، سرمایه‌گذاری زیادی بر روی این مسأله می‌کند. این کار، بروز احساس خشم و ناامیدی و کینه‌‌‌جویی را به همراه دارد، زیرا در بیشتر موارد طرف مقابل قادر به جبران این سرمایه‌گذاری نیست. (علیزاده‌فرد و رسول، 1400). بنابراین بازداری رفتاری از طریق سرمایه‌گذاری افراطی می‌تواند احقاق جنسی را کاهش دهد.  همچنین، در این شرایط ودر بازداری رفتاری، رفتارهای پیشگیری کننده در افراد، برجسته‌تر هستند (گیبل، ریس و الیوت[40]، 2000) و ادراک انصاف و جهت‌گیری رابطه‌ای مشارکتی می‌تواند در زنان، بیشتر یک راهبرد حفظ رابطه باشد که براساس آن، زنان کاهش قدرت خود را در ارتباط با رابطه جنسی در مقایسه با همسر خود، توجیه و عادی‌سازی کنند (تیرون و کاتز، 2017). در این شرایط، به نظر می‌رسد با وجود آنکه انصاف، سبکی ایده‌آل در روابط بین‌فردی است و بر نفع یکسان افراد در روابط، تأکید دارد، در سایه بازداری رفتاری، نتواند احقاق جنسی را افزایش دهد.

از طرفی در بازداری رفتاری، برخلاف فعال‌سازی رفتاری، افراد خشم خود را درون‌ریزی می‌کنند و خشم زیادی را نسبت به خود ودیگران تجربه می‌کنند وکمتر اشتباهات خود ودیگران را در روابط بین‌فردی می‌بخشند (جانسون، کیم، جیووانلی و کیگل[41]، 2010) و در این شرایط، به نظر می‌رسد سبک منفعت‌طلبی بیشتر رشد کند که منجر به برانگیختگی مثبت زنان برای فعال بودن در روابط جنسی و ابراز سالم نیازها، نمی‌شود و احتمال زیرپا گذاشتن حقوق همسر نیز در روابط جنسی وجود دارد. این مسأله می‌تواند احقاق جنسی سالم را در زنان کاهش دهد. همچنین نکته قابل توجه در خصوص سبک تبادلی فردگرایی که فعال‌سازی رفتاری از طریق آن، اثر مثبت بر احقاق جنسی دارد ودر بازداری رفتاری، این تأثیر منفی است، می‌توان به رابطه بازداری رفتاری با چشم‌انداز زمانی گذشته منفی، حال جبرگرا و آینده منفی و رابطه فعال‌سازی رفتاری با چشم‌انداز زمانی آینده مثبت اشاره کرد (استولارسکی، وجسکاسکی و ماتئوس، 2020). در این شرایط، به نظر می‌رسد بازداری رفتاری در مقایسه با فعال‌سازی رفتاری به واسطه تجربه بدبینی و  احساس منفی فرد نسبت به گذشته، حال و آینده، بتواند به واسطه فردگرایی و سرمایه‌گذاری کمتر در رابطه، تأثیر منفی‌تری بر انتظار برآورده شدن نیازهای جنسی در زنان داشته باشد. همچنین براساس سبک فردگرایی، دیگران به عنوان اشخاصی دیده می‌شوند که گذشت ندارند (لیبمن، 2012) بنابراین خوداتکایی و خودبسندگی به صورت منفی و غیرسازنده در این افراد دیده می‌شود (شجاع‌فرد، 1399) و به نظر می‌رسد این مسأله نیز می‌تواند بر احقاق جنسی تأثیر منفی داشته باشد.  بنابراین در یک جمع‌بندی، می‌توان به نقش زمینه‌ساز منفی بازداری رفتاری در افزایش اثر منفی فردگرایی، سرمایه‌گذاری افراطی و منفعت‌طلبی و کاهش اثر مثبت انصاف در احقاق جنسی در زنان اشاره کرد.

زنان پذیرفته‌اند که درباره تمایل‌های جنسی خود در زندگی زناشویی کمتر صحبت کنند و نارضایتی خود را کمتر ابراز کنند، بنابراین اگر نتوانند صرفاً از طریق سبک تبادل انصاف، نیازهای خود را برآورده سازند، به سایر سبک‌های تبادلی روی می‌آورند تا ابراز وجود جنسی را به میزان بیشتری تجربه کنند. دراین راستا، به ویژه در جوامع جمع‌گراتر، زنان بخشی از هویت خود را از طریق حفظ روابط، تعریف می‌کنند و به نظر می‌رسد در بافت فعال‌سازی رفتاری و از طریق سبک پیگیری و فردگرایی، گشوده بودن به روابط جنسی و ابراز وجود جنسی بیشتری برای زنان فراهم می‌شود. چرا که در این شرایط، افراد به دنبال مناسب‌ترین روش برای کاهش ناهماهنگی شناختی خواهند بود (ایدلمن، جنسن و راپاپورت[42]، 2019). از طرفی زنان به بن‌بست‌های ارتباطی خود در روابط زناشویی در مقایسه با مردان حساس‌تر هستند، بر جنبه‌های مختلف روابط خود تمرکز بیشتری دارند و ادراک نابرابری در آنها در مقایسه با مردان بالاتر است. از آنجایی که زنان خودشان را بیشتر مسئول ترمیم روابط می‌دانند به نظر می‌رسد این مسأله هم در کارکرد متفاوت سبک‌های تبادل، نقش داشته باشد (لوشک[43]، 2014).

تمایل جنسی در زنان بر خلاف مردان، به مرور زمان کاهش چشمگیرتری دارد و احقاق جنسی در زنان می‌تواند در تعدیل این کاهش تمایل جنسی، مؤثر باشد. از طرفی با وجود تأثیر احقاق جنسی بر خودکارآمدی جنسی در زنان، کمتر به عوامل تبیین‌کننده آن پرداخته شده است. این در حالی است که سیستم‌های رفتاری که در برگیرنده عوامل انگیزشی-شخصیتی هستند، تنها یکی از عوامل تأثیرگذار قابل بررسی بر احقاق جنسی در زنان است. از طرفی با وجود اهمیت سبک تبادل اجتماعی افراد که معمولاً در همه روابط بین‌فردی جاری هستند و به روابط جنسی هم می‌توانند تعمیم پیدا کنند و همچنین کاربرد نظریه تبادل اجتماعی در روابط زناشویی، پژوهش‌های انگشت‌شماری بر روی این سازه ارزشمند صورت گرفته است. در عین حال باید این نکته را هم در نظر گرفت که سبک‌های تبادل اجتماعی به عنوان میانجی در بافت متغیرهایی مانند سیستم‌های رفتاری که دو بعد مخالف هم دارند، می‌توانند تفسیر متفاوتی را به لحاظ تأثیرگذاری بر متغیر ملاک داشته باشند. بنابراین هنوز جای کار بسیاری بر روی این متغیر به عنوان میانجی در خصوص سازه‌های مربوط به روابط جنسی و زناشویی وجود دارد.

از جمله مهمترین محدودیت‌های پژوهش حاضر، عدم امکان انتخاب کاملاً تصادفی آزمودنی‌ها بود. در پژوهش‌های آتی می‌توان از طریق مصاحبه، اطلاعات دقیق‌تری را درخصوص عوامل مؤثر بر احقاق جنسی در زنان کسب کرد. علاوه بر این می‌توان به نقش سایر عوامل روانی – اجتماعی در این متغیر پرداخت. به عنوان پیشنهاد کاربردی، آموزش‌های شناختی، رفتاری و هیجانی برای تعدیل بازداری رفتاری و گسترش سبک تبادل اجتماعی سالم‌تر و مؤثرتر، می‌تواند گزینه خوبی برای افزایش احقاق جنسی در زنان باشد.

تشکر و قدردانی

بدین‌وسیله از کلیه شرکت‌کنندگان در فرایند پژوهش که با اعتماد به پژوهشگر امکان به ثمر رساندن پژوهش حاضر را فراهم کرده‌اند، تقدیر و تشکر به عمل می‌آید.

[1]. Bangardt & Graaf

[2]. sexual assertiveness

[3]. Lopez-Alvarado, Van Parys, Cevallos-Neira & Enlin

[4]. Kluck, Zhuzha & Hughes

[5]. Kim, Muise, Sakaluk, Rosen & Impett

[6] . Bouchard & Humphreys

[7] . Zhang, Xie, Tsinglo & Yip

[8] .Corson

[9]. behavioral systems

[10]. social exchange style

[11]. Gray

[12]. Fang

[13]. Lou

[14]. Dai

[15]. Luchies, Finkle & Fitzsimons

[16]. Marchan-Clavellino, Almeda-Bailen, Zayas & guil

[17]. Ma-kellams & Wu

[18]. Baker, Larson & Seipel

[19]. Stolarski, Wojciechowski & Matthews

[20]. Raposo, Impett & Muise

[21]. Sunchez-Funtes & Santos-Iglesias

[22]. Leybman, zuroff & Fournier

[23]. Stafford

[24]. Kilpatrick

[25]. Hullbert

[26] . Eevett & Terrell

[27]. Mahalanobis distance (D)                                                                                           

[28]. standardized residuals                                                                                                                                                                                                       

[29]. identified model

[30]. Maximum Likelihood

[31]. Baron and Kenny                                                                                   

[32]. Retenberger, klein & Briken

[33]. Rosen

[34]. Veilleux, Skinner, Baker & Kaithlyn

[35]. Adam

[36]. Luke, Golberg, Mberu & Zulu

[37]. Landor & Winter

[38]. Tirone & Katz

[39] . Friedlander & Skowron

[40]. Gable, Reis & Elliot

[41]. Johnson, Kim, Giovannelli & Cagle

[42]. Eidelman, Jensen & Rappaport

[43] . Loshek