نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 کارشناس ارشد روان شناسی، واحد رودهن، دانشگاه آزاد اسلامی، رودهن، ایران.
2 استادیار گروه روان شناسی، واحد رودهن، دانشگاه آزاد اسلامی، رودهن، ایران.
چکیده
مقدمه: پژوهش حاضر با هدف پیشبینی پرخاشگری ارتباطی پنهان بر اساس ویژگیهای شخصیت و ناگویی‌هیجانی زنان متأهل شهر تهران انجام گرفت.
روش: روش پژوهش توصیفی - همبستگی بود. جامعه آماری شامل کلیه زنان متأهل مراجعه کننده به فرهنگسراها و سراهای محله مناطق 1 و 3 شهر تهران در بازه زمانی 1400_1401 بودند که از بین آنها تعداد 264 نفر به روش نمونهگیری خوشهای چند مرحلهای به عنوان نمونه آماری انتخاب شدند و به مقیاس پرخاشگری ارتباطی پنهان کارول و نلسون (2006)، سنجش صفات پنج‌گانه شخصیتی فرم کوتاه نئو کاستا و مک کری (1985) و ناگویی‌هیجانی تورنتو باگبی و تیلور و پارکر (1994) پاسخ دادند. دادههای پژوهش با استفاده از ضریب همبستگی پیرسون و تحلیل رگرسیون چندگانه با استفاده از نرم افزار spss نسخه 26 مورد تحلیل قرار گرفتند.
یافتهها: نتایج همبستگی پیرسون نشان داد که ارتباط مثبت و معناداری بین روانرنجوری و ناگویی‌هیجانی با پرخاشگری ارتباطی پنهان وجود دارد. از طرفی بین برون‌گرایی، گشودگی، توافق‌پذیری و با‌وجدان‌بودن با پرخاشگری ارتباطی پنهان، رابطه منفی و معناداری وجود دارد. علاوه بر این، نتایج تحلیل رگرسیون همزمان نشان داد که روانرنجوری، توافق‌پذیری و ناگویی‌هیجانی قادر به پیشبینی پرخاشگری ارتباطی پنهان زنان بود.
نتیجه گیری: طبق یافتههای پژوهش با کاهش روانرنجوری و ناگویی‌هیجانی و افزایش توافق‌پذیری زنان، پرخاشگری ارتباطی پنهان آنها کاهش مییابد و میتوان نتیجه گرفت که ویژگیهای شخصیت و ناگویی‌هیجانی در افزایش پرخاشگری ارتباطی پنهان نقش دارند.
ضر با هدف پیشبینی پرخاشگری ارتباطی پنهان براساس ویژگیهای شخصیت و ناگویی‌هیجانی زنان متأهل شهر تهران انجام گرفت.
روش: روش پژوهش توصیفی_همبستگی بود. جامعه آماری شامل کلیه زنان متأهل مراجعه کننده به فرهنگسراها و سراهای محله مناطق 1 و 3 شهر تهران در بازه زمانی 1400_1401 بودند که از بین آنها تعداد 264 نفر به روش نمونه گیری خوشه ای چند مرحله ای به عنوان نمونه آماری انتخاب شدند و به مقیاس پرخاشگری ارتباطی پنهان کارول و نلسون (2006)، سنجش صفات پنج گانه شخصیتی فرم کوتاه نئو کاستا و مک کری (1985) و ناگویی‌هیجانی تورنتو باگبی و تیلور و پارکر (1994) پاسخ دادند. داده های پژوهش با استفاده از ضریب همبستگی پیرسون و تحلیل رگرسیون چندگانه با استفاده از نرم افزار spss نسخه 26 مورد تحلیل قرار گرفتند.
یافته ها: نتایج همبستگی پیرسون نشان داد که ارتباط مثبت و معناداری بین روانرنجوری و ناگویی‌هیجانی با پرخاشگری ارتباطی پنهان وجود دارد. از طرفی بین برون‌گرایی، گشودگی، توافق‌پذیری و با‌وجدان‌بودن با پرخاشگری ارتباطی پنهان، رابطه منفی و معناداری وجود دارد. علاوه بر این، نتایج تحلیل رگرسیون همزمان نشان داد که روانرنجوری، توافق‌پذیری و ناگویی‌هیجانی قادر به پیشبینی پرخاشگری ارتباطی پنهان زنان بود.
نتیجهگیری: طبق یافته های پژوهش با کاهش روانرنجوری و ناگویی‌هیجانی و افزایش توافق‌پذیری زنان، پرخاشگری ارتباطی پنهان آنها کاهش می یابد و میتوان نتیجه گرفت که ویژگیهای شخصیت و ناگویی‌هیجانی در افزایش پرخاشگری ارتباطی پنهان نقش دارند.
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
Predicting Covert Relational Aggression based on Personality Traits and Alexithymia of Married Women in Tehran
نویسندگان [English]
- Parisa Jamshad 1
- Rahim Davari 2
1 M. A in Psychology , Roudehen Branch , Islamic Azad University , Roudehen , Iran.
2 Assistant Professor , Department of Psychology , Roudehen Branch , Islamic Azad University , Roudehen , Iran.
چکیده [English]
Introduction: The present study was conducted with the aim of predicting covert-related aggression based on the personality traits and Alexithymia of married women in Tehran.
Method: The research method was a descriptive correlation. The statistical population included all married women who referred to cultural centers and neighborhood centers in districts 1 and 3 of Tehran in the period of 2021-2022, from which 264 people were selected as a statistical sample using a multi-stage cluster sampling method, and they were evaluated on the scale of aggression. The correspondence of Nelson and Carroll (2006), measuring the five personality traits of the short form of Neo Costa and McCrae (1985) and Toronto Bagby et al. (1994) were answered. Research data were analyzed using Pearson's correlation coefficient and multiple regression analysis using SPSS software version 26.
Findings: The Pearson correlation results showed that there is a positive and significant relationship between neuroticism and Alexithymia with relational aggression. On the other hand, there is a negative and significant relationship between extroversion, openness, agreeableness, conscientiousness with covert-related aggression. In addition, the results of simultaneous regression analysis showed that neuroticism, agreeableness, and alexithymia were able to predict women's covert-related aggression.
Conclusion: According to the findings of the research, by reducing neuroticism and Alexithymia and increasing women's agreeableness, their covert-related aggression decreases and it can be concluded that personality traits and Alexithymia play a role in increasing hidden covert-related aggression.
کلیدواژه‌ها [English]
- Covert Relational Aggression
- Personality Traits
- Alexithymia
مقدمه
درگیری‌های زوجین حتی زمانی که از طریق اعمال خشونتآمیز بیان میشود، علاقه خاصی را در روانشناسی ایجاد کرده است. مقابله ناکافی با تعارض زناشویی معمولاً به دعوا، پرخاشگری، فاصله گرفتن و دل‌شکستگی منجر میشود (دیاز-لاوینگ و سانچز-آراگون[1]، 2012). عواقب ماندن در یک رابطه خشونتآمیز بسیار زیاد است و مواردی مانند استرس پس از سانحه، اضطراب یا افسردگی تأثیر مستقیمی بر سلامت روان دارند (آرمور، اچبورا، دی کورال، زابیزارتا و ساراسون[2]، 2012). در دهه‌های گذشته، پرخاشگری به عنوان متغیری که فقط فیزیکی یا کلامی است، توجه فزاینده‌ای را به خود جلب کرده است. در ابتدا تصور میشد که فقط مردان پرخاشگر هستند و به همین دلیل، زنان اغلب از مطالعات قبلی درمورد پرخاشگری حذف میشدند. با اینحال، تحقیقات جدیدتر تأیید کردهاند که مردان نوجوان تمایل بیشتری به پرخاشگری فیزیکی آشکار دارند، درحالیکه دختران نوجوان موارد بیشتری از پرخاشگری هیجانی غیرمستقیم را نشان میدهند. اکثر تحقیقات نشان دادهاند که پرخاشگری ارتباطی پنهان الگوی رفتاری ثابتی برای زنان است (گومز[3]، 2007). پرخاشگری در روابط صمیمانه میتواند به اشکال مختلفی ظاهر شود. پرخاشگری ارتباطی پنهان ، به آسیب رساندن به همسر ازطریق دستکاری روابط اجتماعی آنها به‌وسیله شایعه پراکنی، کنارهگیری از عشق و محبت و تحریک حسادت اشاره دارد (مورون و ماندال[4]، 2021). تحقیقات کریک[5] (2002) نشان داد که بین پرخاشگری ارتباطی پنهان با جنسیت و سازگاری روانی- اجتماعی ارتباط معناداری وجود دارد، که بیشتر از پسرها، مشخصه و ویژگی دختران است. این تحقیق مشخص کرد که پرخاشگری رابطهای نوعی از پرخاشگری است که شامل تلاش برای آسیب رساندن به دیگران از طریق دستکاری و آسیب رساندن به روابط است (گومز، 2007). پرخاشگری رابطهای باعث آسیب رساندن یا تهدید به موقعیت اجتماعی، شهرت یا روابط ازطریق ابزارهای دستکاری اجتماعی مانند تهدید به ترک دوستی، نادیده گرفتن روابط و محرومیت گروهی میشود (ورنر و کریک[6] ، 1999). پرخاشگری رابطهای را براساس عملکرد آن میتوان به پرخاشگری رابطه ای فعال که برنامه ریزی شده و معطوف به هدف است (مثلا انتشار شایعات برای محبوب ترکردن خود) و پرخاشگری واکنشی که تکانشی است و از روی عصبانیت انجام میشود، معمولاً در تلافی یک توهین ادراک شده انجام میگردد، تقسیم کرد (نایت، داهلن و بلکول[7] ، 2018). بیشتر تحقیقات درمورد پرخاشگری ارتباطی با کودکان و نوجوانان انجام شده است؛ با اینحال، شواهد فزاینده‌ای وجود دارد که نشان میدهد پرخاشگری ارتباطی در بزرگسالی برجسته میماند و همبستگی های نامطلوبی شامل اضطراب، افسردگی، تنهایی، استرس، فرسودگی تحصیلی، سوء مصرف الکل، کنترل تکانه ضعیف، عصبانیت ناکارآمد، اختلالخوردن و طرد از گروه همسالان را بوجود میآورد (نایت و همکاران، 2018). مرتکب یا قربانی پرخاشگری رابطهای عاشقانه با علائم افسردگی، مشکلات مربوط به الکل و سلامت جسمانی (مورون و ماندال، 2021 ) مواجه میشود، به گونهای که شیوع بالا و ماهیت پنهان پرخاشگری رابطهای عاشقانه این شکل از پرخاشگری را به ویژه خطرناک می‌کند (کارول، نلسون، یورگاسون، هارپر، آشتون و جنسن [8] ، 2010). پژوهش‌های مختلفی به بررسی ارتباط پرخاشگری ارتباطی با عوامل مختلف پرداختهاند که از آن جمله میتوان به ارتباط پرخاشگری ارتباطی با ترس از صمیمیت و شفقت خود (حمیدی کیان، نیکنام و جهانگیر، 1400)، عدالت زناشویی و کیفیت زناشویی (غفاری و رمضانی، 1398)، سبکهای دلبستگی و احساس شرم و گناه (خزاعی و همکاران، 1396)، تقویت حساسیت و اهداف اجتنابی (مورن و ماندال، 2021)، ناگویی‌هیجانی (مورال دلاروبیا و راموس باسورتو[9]، 2015) اشاره کرد.
یکی از عواملی که میتواند تأثیرگذار باشد و پرخاشگری ارتباطی آنها را پیشبینی کند، ویژگیهای شخصیتی است. شخصیت به مجموعهای از ویژگیهای زیربنایی اشاره دارد که تعیین می‌کند یک فرد معمولاً چگونه باید باشد، چگونه فکر و احساس کند (مک گیون، پوتوین، روبیا، سمپسون، بافی، مارخان و وینس[10]، 2014). شخصیت یک منبع مهم فردی است که با پیامدهای مهم زندگی مانند بهزیستی ذهنی و سلامت روان مرتبط است (کاراتاس [11]، 2015). ویژگیهای شخصیتی سازههای پایداری هستند که بطور مشخص بر افکار، احساسات و پاسخهای افراد به موقعیت‌های بین فردی تأثیر میگذارند (تاگارت، بانن و هامت [12]، 2018). ویژگیهای شخصیتی همسران (مانند موافق بودن، وظیفه شناسی، برون‌گرایی، روانرنجوری و گشودگی) با جنبههای مختلف روابط صمیمانه ازجمله رضایت، طول مدت و ثبات مرتبط است (ویدمان، لیدرمان و گراب[13]، 2016). برون‌گرایی به درجهای اشاره دارد که افراد میخواهند اجتماعی بودن، احساسات مثبت و فعالیت زیاد را تجربه کنند. توافق‌پذیری با تمایل به تربیت و پرورش، نوع دوستی، اعتماد و سازگاری دوستانه همراه است. وظیفه شناسی با اراده برای دستیابی، خودکنترلی، پشتکار و قابل اعتماد بودن ارتباط دارد. روانرنجوری به درجهای اشاره دارد که افراد احساسات منفی را تجربه میکنند. گشودگی به تجربه با پذیرش ایدههای جدید، ترجیح احساسات گوناگون و روشنفکری همراه است (کاراتاس، 2015). براین اساس، ماهیت اجتماعی پرخاشگری رابطهای نشان می دهد که انواع ویژگیهای شخصیتی عادی و بیمارگون ممکن است در درک اینکه چرا برخی افراد بیشتر درگیر این رفتارها هستند مفید باشد. انجام موفقیتآمیز پرخاشگری ارتباطی احتمالاً مستلزم سطحی از موقعیت فردی درگروه همسالان و مهارتهای بینفردی است. درعینحال، ایجاد آسیب عمدی و اغلب دستکاری شده از طریق پرخاشگری رابطهای نشان می دهد که این رفتارها به احتمال زیاد زمانی رخ می دهد که همدلی وجود نداشته باشد (اوجانن، فایندلی و فولر[14]، 2012). فقدان همدلی، تمایل به دستکاری و آزار دیگران و یا اعتقاد به اینکه فرد حق دارد کسانی را که مطابق انتظارتش عمل نمیکنند را مجازات کند، ممکن است پرخاشگری ارتباطی را تسهیل کند و این امر میتواند در برخی از ویژگیهای بیمارگونه دیده شود (نایت و همکاران، 2018). مدل پنج عاملی (کاستا و مک کری [15]، 1992) در درک اینکه چگونه جنبههای هنجاری شخصیت با شخصیت مرتبط است، مفید بوده است (نایت، داهلن، بلک لاول [16]، 2018). مطالعات نشان میدهند روانرنجوری بالا و توافق پایین بطور مداوم با پرخاشگری ارتباطی و پرخاشگری آشکار مرتبط است (نایت، 2018). همچنین یافتهها نشان میدهند که شخصیت همسران بطور قابل توجهی نه تنها بر رضایت خود از رابطه، بلکه بر روی شرکای آنها نیز تأثیر میگذارد (دیرنفورث، کاشی، دونلان و لوکاس[17]، 2010). ویژگیهای شخصیتی بطور قابل اعتمادی پیامدهای رابطه صمیمانه را بصورت مقطعی و طولی پیشبینی میکنند. باتوجه به موارد مطرح شده، در پژوهش‌های مختلفی به بررسی ویژگیهای شخصیتی با سایر متغیرها پرداخته شده است، که از آن جمله میتوان به سرمایه روانشناختی و سرزندگی تحصیلی (فرزین و برزگر، 1397)، ناگویی‌هیجانی، سازگاری ادراک شده و دلبستگی (تیلور، باگبی، کوشنر، بنوویت و اتکینسون [18]، 2014) اشاره کرد. یکی دیگر از عواملی که بنظر میرسد در رابطه زناشویی و پرخاشگری ارتباطی بین زوجین مؤثر باشد، ناگویی‌هیجانی است. ناگویی‌هیجانی یک ویژگی نسبتا پایدار است که با دشواری در شناسایی و توصیف احساسات و سبک تفکر بیرون‌مدار مشخص میشود (لیورز، ادوارز و ثوربرگ [19]، 2017). سطوح بالای ناگویی‌هیجانی بطور مداوم با خلق منفی مانند افسردگی و اضطراب، سوء مصرف مواد و مشکلات بین فردی مرتبط است (لیورز و همکاران، 2017). نقص در پردازش قشری احساسات که ناگویی‌هیجانی را به همراه دارد، مانع همفکری و مشورت زوجین برای حل مساله، تداوم تعارضات، تضعیف رضایت و کاهش انسجام زوجین میشود (تیلور[20]، 2000). فرد مبتلا به ناگویی‌هیجانی به دلیل مشکل در درک موقعیت‌ها و دادن پاسخ مؤثر در موقعیت‌های تعارض و تقاضای محبت، دچار خشم و ناامیدی میشود که مطمئناً ازطرف شریک زندگی خود خشم و خصومت دریافت خواهد کرد. مورال[21] (2008) مشاهده کرد که ناگویی‌هیجانی یک عامل خطر برای سوء رفتار زناشویی، به ویژه در مردان همراه با افسردگی است. او استدلال کرد که رابطه بین ناگویی‌هیجانی، افسردگی و ناسازگاری ممکن است میانجی خشونت اعمال شده توسط زوج در مواجهه با درگیری‌های حل نشده باشد. این خشونت موجب درماندگی و افزایش جدایی میشود که سازگاری زوجین را بدتر می‌کند. درنهایت، ناگویی‌هیجانی میتواند به عنوان یک نتیجه ظاهر شود یا با خشونت شدید و طولانی مدت توسط شریک زندگی تشدید شود (دلاروبیا و راموس باسورتو، 2015). شواهد اخیر نشان می دهد افرادی که دارای سطوح بالای ناگویی‌هیجانی هستند ممکن است در معرض تجربه مشکلاتی در روابط بین فردی به دلیل ارتباط ناگویی‌هیجانی با نقایص اساسی در توانایی تشخیص و برچسب زدن صحیح حالات چهره و همچنین کمبودهای همدلی عاطفی در روابط بین فردی و نظریه ذهن عاطفی باشند (لیورز و همکاران، 2017). ردی[22] (2009) سطوح بالایی از مشکلات در شناسایی و توصیف احساسات را در زنان دچار خشونت خانگی، به ویژه کسانی که از خشونت جسمی رنج می‌بردند، پیدا کرد. ازجمله پژوهش‌هایی که به بررسی ناگویی‌هیجانی با عوامل مختلف پرداختهاند میتوان به ارتباط ناگویی‌هیجانی با احساس تنهایی، ترس از صمیمیت و نگرش به خیانت (سید موسوی و محرمی، 1398)، هیجان خواهی، عاطفه مثبت و منفی (مومنی، کرمی و حویزی زادگان، 1396)، ترس از صمیمیت و رضایت از رابطه (لیورز و همکاران، 2021)، حمایت اجتماعی (ولز، رحمان و ساترلند [23]، 2016)، خشونت زوجین (مورال دلاروبیا و راموس باسورتو، 2015)، کیفیت زناشویی و رفتارهای حفظ رابطه (هس، پائولی و فری-کاکس [24]، 2015) اشاره کرد.
براین اساس و باتوجه به اهمیت تعارض و پرخاشگری در روابط زناشویی و همچنین عدم وجود پژوهش‌های کافی در حوزه ارتباط پرخاشگری ارتباطی با ویژگیهای شخصیتی و ناگویی‌هیجانی، مطالعه این عوامل از ضرورت ویژه ای برخوردار است. باوجود مداخلات زیادی که در حوزه زناشویی طراحی شدهاند، وجود خلاء پژوهشی در حوزه پرخاشگری ارتباطی پنهان زوجین اساس شکلگیری پژوهش فوق میباشد و براین اساس پژوهش حاضر به دنبال پاسخگویی به این سؤال میباشد که آیا پرخاشگری ارتباطی پنهان براساس ویژگیهای شخصیتی و ناگویی‌هیجانی قابل پیشبینی است.
روش
پژوهش حاضر از نوع توصیفی- همبستگی است. جامعه آماری این پژوهش شامل کلیه زنان متأهل ۲۰ تا 45 ساله مراجعه کننده به فرهنگسراها و سراهای محله منطقه یک و سه شهر تهران در سال 1401 بودند. به منظور برآورد حجم نمونه و برطبق فرمول تاباچینگ و فیدل از بین این جامعه، تعداد 284 نفراز زنان متأهل که به فرهنگسراها و سراهای محله منطقه یک و سه شهر تهران در سال 1401 مراجعه کردند، به عنوان نمونه آماری انتخاب شدند که با توجه به مخدوش بودن 20 پرسشنامه، حجم نهایی نمونه پژوهش به 264 نفر تقلیل یافت. همچنین در این پژوهش جهت جمع آوری داده ها از روش نمونه گیری خوشهای چند مرحلهای استفاده شد. نتایج تحلیل دادهها با استفاده از نرم افزار SPSS نسخه 26 بدست آمده است.
ابزارهای پژوهش
الف) مقیاس پرخاشگری ارتباطی پنهان[25]: این مقیاس توسط کارول و نلسون (2006) ساخته شده است که دارای 12 سؤال میباشد. به منظور اندازهگیری کنارهگیری عاطفی (6 سؤال، سؤالات 1 تا ۶) و خراب کردن وجهه اجتماعی (6 سؤال، سؤالات 7 تا 12) به کار میرود. این مقیاس در طیف لیکرت 7 درجهای از (1= خیلی کم تا 7 = خیلی زیاد) نمرهگذاری میشود. دامنه نمرات این مقیاس بین 12 تا 84 می باشد. کارول و همکاران (2010) ضریب آلفای کرونباخ نمرات کنارهگیری عاطفی برای شوهران را 90/0 و برای همسران 86/0 گزارش کردند. گیلفورد (2013) ضریب آلفای کرونباخ را برای خراب کردن وجهه اجتماعی و کنارهگیری عاطفی به ترتیب 88/0 و 90/0 در مردان و 90/0 و 86/0 در زنان گزارش کرد. روایی سازه نسخه اصلی پرسشنامه در پژوهش منگ [26](2013) نشان داده شده است (خزاعی و همکاران، 1396). مقیاس فوق در سال1395 توسط خزاعی و همکاران هنجاریابی شده است. همچنین خزاعی و همکاران دو عامل (کنارهگیری عاطفی و خراب کردن وجهه اجتماعی) را در نمونه ایرانی تأیید کردند. نتایج تحلیل عامل تأییدی نشان داد ضریب آلفای کرونباخ مقیاس فوق 85/0، اعتبار همگرا 47/0 و اعتبار واگرا 42/0- میباشد و از اعتبار و روایی خوبی جهت سنجش میزان پرخاشگری ارتباطی پنهان زوج‌ها برخوردار است (خزاعی و همکاران، 1396). در پژوهش حاضر مقدار آلفای کرونباخ برای مولفه کنارهگیری عاطفی برابر 73/0 و برای مولفه خراب کردن وجهه اجتماعی برابر 78/0 بدست آمد. همچنین میزان آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه پرخاشگری ارتباطی پنهان برابر 82/0 می باشد.
ب) پرسشنامه سنجش صفات پنج‌گانه شخصیتی فرم کوتاه نئو [27](NEO-FFI): این پرسشنامه کوتاه شده نسخه ۲۴۰ سؤالی است که توسط کاستا و مک کری در سال (1985) ارائه شده است. فرم کوتاه این پرسشنامه 60 سؤالی میباشد و برای ارزیابی 5 عامل اصلی شخصیت به کار میرود. پاسخنامه براساس طیف لیکرت (کاملا مخالفم=0؛ مخالفم=1؛ نظری ندارم=2؛ موافقم=3 و کاملا موافقم=4) نمرهگذاری میشود. در برخی از سؤالات نمرهگذاری بصورت معکوس میباشد. یکی از نمونه گویه های این پرسشنامه عبارت بود از: "من اصلا شخص نگرانی نیستم". پرسشنامه شخصیتی NEO-FFI توسط مک کری و کاستا روی 208 نفر از دانشجویان آمریکایی به فاصله سه ماه اجرا گردید که ضرایب اعتبار آن بین 83/0 تا 75/0 به دست آمده است. دامنه نمرات هر کدام از ویژگیهای شخصیت بین 0 تا 48 می باشد. در هنجاریابی آزمون NEO که توسط گروسی فرشی (1380) روی نمونهای با حجم 2000 نفر از بین دانشجویان دانشگاههای تبریز، شیراز و دانشگاههای علوم پزشکی این دو شهر صورت گرفت ضریب همبستگی 5 بعد اصلی را بین 56/0 تا 87/0 گزارش کرده است. ضرایب آلفای کرونباخ در هر یک از عوامل اصلی روان آزردگی، برون‌گرایی، باز بودن به تجربه، توافق‌پذیری و با‌وجدان‌بودن به ترتیب 86/0، 73/0، 56/0، 68/0 و 87/0 به دست آمد. جهت بررسی اعتبار محتوایی این آزمون از همبستگی بین دو فرم گزارش شخصی (S) و فرم ارزیابی مشاهده گر (R)، استفاده شد، که حداکثر همبستگی به میزان 66/0 در عامل برون‌گرایی و حداقل آن به میزان 45/0 در عامل سازگاری بود (گروسی فرشی، 1380). در پژوهش آتش‌روز (1386) با استفاده از روش همسانی درونی، ضریب آلفای کرونباخ برای هر یک از 5 صفت: روان آزردگی خویی، برون‌گرایی، گشودگی، سازگاری و وجدانی بودن به ترتیب 74/0، 55/0، 27/0، 38/0 و 77/0 به دست آمد. در پژوهش حاضر مقدار آلفای کرونباخ برای 5 صفت روان آزردگی، برون‌گرایی، گشودگی، سازگاری و وجدانی بودن به ترتیب برابر 86/0، 71/0، 79/0، 74/0 و 81/0 بدست آمد.
ج) پرسشنامه ناگویی‌هیجانی تورنتو[28](TAS): این مقیاس در سال (۱۹۹۴) توسط باگبی، تیلور و پارکر [29] طراحی شده و دارای 20 سؤال است که هر سؤال بر روی یک مقیاس 5 درجه ای لیکرت از کاملا مخالف تا کاملا موافق درجه بندی می شود. مقیاس ناگویی‌هیجانی تورنتو، دارای سه زیر مقیاس دشواری در شناسایی احساسات، دشواری در توصیف احساسات و تفکر برون مدار و یک نمره کل است که از جمع نمرات سه خرده مقیاس به دست می آید. دامنه نمرات این مقیاس بین 5 تا 100 می باشد. مقدار آلفای کرونباخ در نسخه اصلی این آزمون 88/0 بدست آمده که بیانگر روایی بالای این مقیاس می باشد (باگبی و همکاران، 1994). در تحقیق باگبی و همکاران روایی این پرسشنامه مورد تأیید قرار گرفته است و طبق نتایج بدست آمده دقیقا گویه های مربوط به سه زیر مقیاس دشواری در شناسایی احساسات، دشواری در توصیف احساسات و تفکر برون مدار مشخص شدند و سپس ضرایب پایایی این پرسشنامه محاسبه شد که این مقادیر برای سه زیر مقیاس به ترتیب برابر 84/0، 79/0 و 81/0 بدست آمد و ضریب پایایی کل پرسشنامه 85/0 محاسبه شد. بعلاوه ویژگیهای روانسنجی این ابزار، در ایران توسط بشارت (۱۳۸۷) مورد بررسی قرار گرفته است. بشارت، ضریب همسانی درونی برای سه زیر مقیاس دشواری در شناسایی احساسات، دشواری در توصیف احساسات و تفکر برون مدار را به ترتیب 85/0، 82/0 و 75/0 گزارش داد. همچنین بشارت (۱۳۸۷) با استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی روایی پرسشنامه را نیز تأیید کرد. در پژوهش حاضر، ضریب آلفای کرونباخ برای این مقیاس، 67/0 بدست آمد.
شیوه اجرا و روش تحلیل دادهها
پژوهش حاضر به دلیل پراکندگی جامعه مورد پژوهش دریک بازه زمانی 3 ماهه انجام گرفت. بدین ترتیب که پس از مراجعه حضوری به سازمان فرهنگی هنری شهرداری تهران، لیست فرهنگسراها و سراهای محله منطقه یک و سه شهر تهران در سال 1401 در اختیار پژوهشگر قرار گرفت. ازمجموع (38 مرکز)، 15 فرهنگسرا و سرای محله به تصادف انتخاب شدند. در ادامه شش کلاس از میان کلاسهای آموزشی برگزار شده در این مراکز به تصادف انتخاب و پس ازکسب مجوزهای لازم و توضیح اهداف پژوهش، پژوهشگر شخصاً به هریک از این مراکز مراجعه کرده و درخصوص تکمیل کردن پرسشنامه ها توضیحاتی به هر یک از زنان مراجعه کننده به مراکز همکاری کننده داد و از آنان خواست تا به هر یک از آزمودنی ها توضیحات لازم جهت پاسخگویی به سؤالات را بدهند ، تا به هر سؤال صادقانه و بر مبنای افکار و احساسات خود پاسخ دهند و به دنبال پاسخ درست یا غلط نباشند. لازم به ذکر است باتوجه به بهبود شرایط کرونا، نمونهگیری هم به صورت دستی و مراجعه حضوری به فرهنگسراها و سراهای محله، هم به صورت تهیه نسخه آنلاین پرسشنامه ها و ارسال لینک پرسشنامه برای زنان متأهلی که شرایط پاسخگویی به سؤالات پرسشنامه در محل را نداشتند، انجام گرفت. بدین ترتیب که پس از کسب موافقت شرکت کنندگان، شماره تماس آنان دریافت و لینک پرسشنامه برای آنان ارسال گردید. همچنین در نمونه گیری به شیوه دستی، به منظور جمعآوری اطلاعات و جلوگیری از خستگی و عدم پاسخگویی آزمودنی‌ها، سؤالات در یک بسته 92 سؤالی، در اختیار هر آزمودنی قرارگرفت. با در نظر گرفتن ریزش احتمالی نمونه پژوهش، در مجموع 284 پرسشنامه در بین زنان مراجعه کننده به فرهنگسراها و سراهای محله منطقه یک و سه شهر تهران توزیع شد که تعداد 20 پرسشنامه مخدوش بود و در پایان 264 پرسشنامه بصورت کامل برگردانده شد.
یافتهها
پرسشنامه بین 264 نفر از زنان متأهل مراجعه کننده به فرهنگسراها و سراهای محله منطقه یک و سه شهر تهران در سال 1401 توزیع و نتایج جمع آوری گردید. نتایج حاصل اجرای ابزارهای پژوهش بین 264 نفر به صورت میانگین و انحراف استاندارد و همچنین کمینه، بیشینه، کجی و کشیدگی نمره های گروه نمونه در جدول 1 منعکس شده است.
نتایج حاصل در جدول 1 نشان می دهد که در گروه نمونه میانگین متغیرهای اصلی پرخاشگری ارتباطی 60/29، ناگویی‌هیجانی 41/59 و روانرنجوری، برون‌گرایی، گشودگی، توافق‌پذیری و با‌وجدان‌بودن به ترتیب برابر 97/22، 60/27، 10/28، 16/31 و 34 است. نتایج جدول 1 همچنین نشان می دهد هیچیک از متغیرهای پژوهش انحراف جدی از توزیع بهنجار ندارند. بر اساس اغلب منابع کجی توزیع نمرهها در دامنه (2و2-) و کشیدگی در دامنه (3و3-) را میتوان بهنجار فرض کرد، توزیع دادههای هیچ یک از متغیرهای پژوهش از این دامنهها تخطی نکرده است، بنابراین میتوان توزیع دادهها را بهنجار فرض کرد.
جدول1. خلاصه یافته های توصیفی متغیرهای پژوهش
|
متغیرها |
میانگین |
انحراف معیار |
کجی |
کشیدگی |
|
کناره گیری عاطفی |
15/19 |
21/8 |
56/0 |
96/0- |
|
خراب کردن وجهه طرف مقابل |
45/10 |
93/6 |
15/0 |
29/0- |
|
پرخاشگری ارتباطی |
60/29 |
12/13 |
40/0- |
94/0 |
|
روانرنجوری |
97/22 |
95/8 |
31/0 |
28/0- |
|
برون‌گرایی |
60/27 |
43/6 |
43/0- |
26/0- |
|
گشودگی |
10/28 |
22/5 |
17/0- |
12/0 |
|
توافق پذیری |
16/31 |
83/5 |
36/0- |
18/0 |
|
با‌وجدان‌بودن |
00/34 |
02/7 |
48/0- |
34/0 |
|
شناسایی احساسات |
75/18 |
36/6 |
25/0 |
43/0- |
|
توصیف احساسات |
27/14 |
25/3 |
52/0 |
38/0 |
|
تفکر برون مدار |
37/26 |
41/3 |
15/0 |
29/0- |
|
ناگویی‌هیجانی |
41/59 |
44/10 |
56/0 |
96/0- |
در جدول 2 ضرایب همبستگی پرخاشگری ارتباطی، ناگویی‌هیجانی و ویژگیهای شخصیت (روانرنجوری، برون‌گرایی، گشودگی، توافق‌پذیری و با‌وجدان‌بودن) نشان داده شده است. در این جدول، نتایج حاصل از آزمون همبستگی پیرسون بیانگر آن است که بین پرخاشگری ارتباطی با روانرنجوری (32/0=r) و ناگویی‌هیجانی (27/0=r) رابطه مثبت و معنادار در سطح 01/0 وجود دارد. از طرفی بین پرخاشگری ارتباطی با برون‌گرایی (18/0-=r)، گشودگی (13/0-=r)، توافق‌پذیری (26/0=r) و با‌وجدان‌بودن (16/0-=r) رابطه منفی و معنادار وجود دارد.
جدول2. ماتریس همبستگی مربوط به رابطه بین متغیرهای پژوهش
|
متغیرها |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
|
1. پرخاشگری ارتباطی |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
2. روانرنجوری |
** 32/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
3. برون‌گرایی |
** 18/0 - |
** 59/0 - |
1 |
|
|
|
|
|
4. گشودگی |
* 13/0- |
* 15/0- |
03/0 |
1 |
|
|
|
|
5. توافق پذیری |
** 26/0 - |
** 34/0 - |
** 17/0 |
* 14/0 |
1 |
|
|
|
6. با‌وجدان‌بودن |
** 16/0 - |
** 50/0 - |
** 49/0 |
06/0 |
** 25/0 |
1 |
|
|
7. ناگویی‌هیجانی |
** 27/0 |
** 54/0 |
** 18/0 - |
**21/0 - |
**29/0 - |
** 17/0 - |
1 |
*p<05/0 , **p<01/0
برای پیشبینی پرخاشگری ارتباطی پنهان شرکت کنندگان در پژوهش، از روی ناگویی‌هیجانی و ویژگیهای شخصیت (روانرنجوری، برون‌گرایی، گشودگی، توافق‌پذیری و با‌وجدان‌بودن) از روش رگرسیون چندگانه به شیوه همزمان استفاده شد. استفاده از رگرسیون همزمان به رگرسیون گام‌به‌گام ارجحیت دارد، زیرا در پژوهش حاضر مشخص شد تمامی متغیرهای ناگویی‌هیجانی و ویژگیهای شخصیت رابطه معناداری با پرخاشگری هیجانی دارند. در جدول 3 خلاصه نتایج رگرسیون گزارش شده است.
با توجه به جدول 3، ضریب همبستگی چندگانه متغیرهای ناگویی‌هیجانی و ویژگیهای شخصیت با پرخاشگری ارتباطی پنهان، 373/0 است. این متغیرها در مجموع 13/0 درصد از تغییرات پرخاشگری ارتباطی پنهان را پیشبینی می کنند. بعلاوه با توجه به آماره دوربین واتسون که برابر 98/1(بین 5/1 تا 5/2) میباشد، پیش فرض استقلال خطاها پذیرفته میشود. در ادامه جدول 3، نتایج تحلیل واریانس مدل برای بررسی توانایی پیشبینی متغیر پرخاشگری ارتباطی از روی متغیرهای ناگویی‌هیجانی و ویژگیهای شخصیت گزارش شده است. با توجه به نتایج، آماره 15/5=F در سطح 001/0 معنادار است؛ بنابراین میتوان نتیجه گرفت متغیرهای پیشبین (ناگویی‌هیجانی، روانرنجوری، برون‌گرایی، گشودگی، توافق‌پذیری و با‌وجدان‌بودن) توانایی پیشبینی متغیر ملاک یعنی پرخاشگری ارتباطی را دارند. در جدول 4 ضرایب استاندارد و غیر استاندارد رگرسیون و معناداری آنها گزارش داده شده است.
جدول3. خلاصه مدل پیشبینی ویژگیهای شخصیت و ناگویی‌هیجانی با پرخاشگری ارتباطی
|
همبستگی چندگانه(R) |
واریانس تبیین شده (R2) |
R2 تعدیل شده |
آماره دوربین واتسون |
نتایج تحلیل واریانس |
|
|
آماره F |
مقدار معناداری |
||||
|
373/0 |
139/0 |
112/0 |
98/1 |
15/5 |
001/0 |
جدول4. ضرایب تحلیل رگرسیون رابطه ویژگیهای شخصیت و ناگویی‌هیجانی با پرخاشگری ارتباطی
|
مؤلفه ها |
ضرایب معیار نشده |
ضرایب معیار شده |
نسبت t |
سطح معنی داری |
شاخصهای همخطی چندگانه |
||
|
B |
Std. Error |
β |
شاخص تحمل |
VIF |
|||
|
مقدار ثابت |
60/31 |
77/10 |
- |
94/2 |
004/0 |
- |
- |
|
روانرنجوری |
261/0 |
14/0 |
178/0 |
99/1 |
049/0 |
391/0 |
56/2 |
|
برون‌گرایی |
05/0- |
16/0 |
022/0- |
29/0- |
749/0 |
579/0 |
73/1 |
|
گشودگی |
13/0- |
15/0 |
052/0- |
86/0- |
392/0 |
929/0 |
08/1 |
|
توافق پذیری |
34/0- |
14/0 |
152/0- |
41/2- |
017/0 |
848/0 |
18/1 |
|
باوجدان بودن |
01/0- |
14/0 |
005/0- |
07/0- |
942/0 |
615/0 |
62/1 |
|
ناگویی‌هیجانی |
13/0 |
19/0 |
104/0 |
68/2 |
011/0 |
145/0 |
89/4 |
با توجه به جدول 4، اثر روانرنجوری بر پرخاشگری ارتباطی پنهان (178/0) در سطح 05/0 مثبت و معنادار است. همچنین اثر ناگویی‌هیجانی بر پرخاشگری ارتباطی پنهان (104/0) در سطح 05/0 مثبت و معنادار است. از طرفی اثر توافق‌پذیری بر پرخاشگری ارتباطی پنهان (152/0-) در سطح 05/0 منفی و معنادار است. اما اثر متغیرهای برون‌گرایی، گشودگی و با‌وجدان‌بودن بر پرخاشگری ارتباطی پنهان در سطح 05/0 معنادار نمیباشند و از اینرو این سه متغیر در پیشبینی پرخاشگری ارتباطی پنهان نقش معناداری ندارند. بنابراین میتوان نتیجه گرفت که هر چقدر زنان، ناگویی‌هیجانی و روانرنجوری بیشتری داشته باشند، پرخاشگری ارتباطی پنهان در آنها نیز افزایش مییابد. اما با افزایش ویژگی شخصیتی موافق بودن، پرخاشگری ارتباطی پنهان آنها کاهش مییابد. در ادامه جدول 4، شاخصهای همخطی نیز نشان داده شده است که بیانگر تأیید پیش فرض نداشتن همخطی چندگانه بین متغیرهای مستقل میباشند (شاخص تحمل بیشتر از 1/0 و VIF کمتر از 5).
بحث و نتیجهگیری
پژوهش حاضر با هدف پیشبینی پرخاشگری ارتباطی پنهان براساس ویژگیهای شخصیت و ناگویی‌هیجانی انجام گرفت. نتایج فرضیه اول پژوهش نشان داد پرخاشگری ارتباطی پنهان براساس ویژگیهای شخصیتی قابل پیشبینی است. درواقع، افزایش روانرنجوری و کاهش شاخص توافق‌پذیری در بروز و تشدید پرخاشگری ارتباطی پنهان بین زوجین موثر است. لذا براساس یافتههای به دست آمده از نمونه پژوهش، پاسخ فرضیه اول مثبت است. نتایج به دست آمده از این فرضیه با پژوهش‌های حمیدی کیان، نیکنام و جهانگیر (1400)، خمسه زاده قزوینی (1398)، روشن‌نژاد، بیان فر و طالع پسند (1398)، خزاعی، نوابی‌نژاد، فرزاد و زهراکار (1396) و اپوزدمیر [30](2012) همسو میباشد. در خصوص تبیین یافته فوق میتوان گفت روانرنجوری به توانایی فرد در تحمل استرس و آسیب پذیری نسبت به استرس مربوط است و منجر به تعارضات خانوادگی و زناشویی، بی اعتنایی به دیگران، نداشتن بلوغ شخصیتی، خصومت و عصبانیت، بیمسئولیتی و روابط اجتماعی سطحی میشود. از سوی دیگر، توافق‌پذیری (سازگاری) پایین در روابط زناشویی، موجب شکاکی، طلبکار بودن، تحقیر و توهین، یک دنده بودن، بی عاطفه بودن و عدم توجه به احساس طرف مقابل میشود. براین اساس، وجود روانرنجوری بالا و سازگاری پایین در روابط زناشویی میتواند زمینهساز بروز پرخاشگری در روابط زوجین شود که به نوبه خود میتواند اثرات مهم و بالقوه‌ای بر ازدواج بگذارد. از نظر آیزنک (1945) نیز روانرنجوری بالا موجب عصبیبودن، بی‌قراربودن، پرخاشگری، تحریکپذیری، اضطراب، غیرمنطقیبودن و عزت نفس پایین میشود (فتحی آشتیانی و داستانی، 1388). در مطالعهای میان دانشجویان متأهل دریافتند، روابط زوجی زمانی ملال‌آور و رنج‌آور میشود که تاکتیک‌های منفی، توسط همسران صمیمی به کار برده شود؛ به ویژه پرخاشگری ارتباطی پنهان که ناسازگاری های عدیده‌ای در روابط افراد به بار میآورد که شامل، تنهایی، افسردگی و سوء استفاده جسمی میباشد رحمتزاده و رضاخانی(1399) . بنابراین، وجود تعارض‌های پنهان بین همسران، میتواند موجب مثلث‌سازی در روابط بین زوجین شوند. لذا توجه به این نوع از پرخاشگری در روابط زوجی بسیار مهم است، بخصوص اگر فرزندانی هم حضور داشته باشند که نه تنها این روابط پرخاشگرانه میتواند روابط همسران را تخریب کند و به همسر آسیب برساند، بلکه میتواند به فرزندان نیز آسیب جدی وارد کند. در زمینه روابط زناشویی همچنین (مورون و ماندال، 2021 ) تفاوتهای میان تعارض آشکار زناشویی نظیر خصومت کلامی، سوء استفاده فیزیکی و محرومیت زناشویی شامل، اجتناب کردن، نادیده گرفتن و کناره گیری عاطفی به عنوان اشکالی از انواع پرخاشگری پنهان در روابط زناشویی را مورد آزمون قرار دادند. تحلیل روان سنجی نشان داد که اینها دو عامل پایا و باثبات اند، اما متفاوتند. پرخاشگری ارتباطی پنهان به عنوان پیشبینی کننده این نکته است که آیا فرزندان چنین زوجی که درگیر این نوع پرخاشگری هستند، نیز در پرخاشگری با همسرشان درگیر میشوند یا نه؟ همچنین مطالعات مشاهده‌ای از تعارضات زناشویی نشان داد که استراتژی محروم سازی نظیر رفتار خاموش بیتفاوت نسبت به همسر (که اشاره به دفاعی رفتار کردن فرد دارد) با روابط آشفته مهم و انحلال سریع رابطه زناشویی مرتبط است (خمسهزاده قزوینی، 1398).
نتایج فرضیه دوم پژوهش نشان داد پرخاشگری ارتباطی پنهان براساس ناگویی‌هیجانی قابل پیشبینی میباشد. لذا براساس یافتههای به دست آمده از نمونه پژوهش، پاسخ فرضیه دوم مثبت است. نتایج به دست آمده از این فرضیه با پژوهش‌های عبدی زرین و نیکخواه سیرویی (1400)، سدیدی و یمینی (1397)، خزاعی، نوابی‌نژاد، فرزاد و زهراکار (1396)، لیورز و همکاران (2021)، ولز و همکاران (2016)، اپوزدمیر (2012) همسو است. در تبیین این یافته میتوان گفت افرادی که درک کمتری از هیجانات خود دارند، مشکلات خود را بیشتر درونی کرده و مستعد گرفتار شدن در دوری از عاطفه منفی و گرایش به رفتار پرخطر و بالعکس هستند. این افراد به دلیل اینکه در موقعیت های اجتماعی احساس ناراحتی دارند، الکل را به عنوان مکانیزم مقابله‌ای برای استرس یا بهبود عملکرد بین فردی شان استفاده میکنند (جعفرزاده و همکاران، 1400). از نظر شیشیدو، گاهر و سیمسون [31](2013) ناگویی‌هیجانی، به علت تأثیر بر تنظیم هیجانی و رفتاری که با تشدید وضعیت عاطفی منفی مرتبط است، خطر مشکلات مرتبط با الکل را افزایش می دهد. مشکل افراد دارای ناگویی‌هیجانی در دریافت، فهم و تنظیم هیجان‌ها باعث میشود که آنها هیجان‌های خود را خطرناک تفسیر کرده و به ناچار از راهبردهای اجتنابی و ناسازگار جهت تنظیم هیجان های خود استفاده کنند، یکی از این راهبردها، استفاده از خشم است (بشارت، ۱۳۸۷). این افراد در ابراز هیجانات خود ضعف دارند در تفسیر موقعیت‌های هیجانی و در تفسیر هیجان‌های دیگران نیز مشکل دارند، زیرا احساس‌های دوگانه این افراد ممکن است موجی شود که آنها به ابراز هیجان افراد اعتماد نکنند و یا تعبیر نادرست از آن داشته باشند و در موقعیت های متفاوت و چالش برانگیز با ابراز نامناسب هیجان ممکن است به فرآیندهای غیر منطقی مانند خشونت متوسل شوند که این امر ظرفیت ادراکی آنها را کاهش می دهد و منجر به ایجاد رفتارهای مخاطره جویانه در آنان میشود (بارسلونا، هارویل، ساواج و گیاراتانو [32]، 2018). افرادی که توانایی درک و بیان حالت های هیجانی خود را ندارند، در مقایسه با افرادی که چنین توانمندی را دارند، در ارتباط با محیط های پرتنش و تجارت منفی سازگاری کمتری را نشان می دهند و این افراد با انجام رفتارهایی مانند مصرف الکل و مواد مخدر، پرخاشگری و خشونت نسبت به فرد مقابل به دنبال راهی برای کاهش پریشانی هیجانی و کسب مجدد آرامش خود هستند (جعفرزاده و همکاران، 1400).
در نتیجه باتوجه به اینکه وجود روانرنجوری بالا موجب احساس تنش، کینه و خصومت، تمایل به احساس خشم در فرد میشود، همچنین میزان پایین توافق‌پذیری منجر به اعتماد پایین به طرف مقابل، عدم پایبندی به اصول اخلاقی، عزت نفس و اعتماد به نفس پایین و عدم شفقت نسبت به طرف مقابل میشود، لذا وجود این دو ویژگی شخصیتی در کنار ناگویی‌هیجانی میتواند موجب بی توجهی یا بدرفتاری زوجین نسبت به یکدیگر شود. براین اساس، در ازدواج‌هایی که یکی از طرفین درمورد توافق پذیری، ثبات و گشودگی امتیاز کمتری نسبت به همسر دیگر دارد، احتمالاً عدم رضایت زناشویی وجود دارد. علاوه براین، روانرنجورها معمولاً در برخورد با مسائل زندگی، از سبکهای هیجان مدار استفاده میکنند و کمتر مسالهمدار هستند. بنابراین در عملکرد روزانه و مسائل زناشویی به نوعی عملکرد ضعیفتری دارند.
پژوهش حاضر با محدودیت هایی روبه‌رو بود که یکی از مهمترین آنها این بود که به دلیل استفاده از پرسشنامه جهت جمع آوری اطلاعات که جنبه خودافشایی دارد، ممکن است شرکت‌کنندگان سوگیری در پاسخگویی داشته باشند و نتایج را تحت تأثیر قرار دهند. پیشنهاد میشود در پژوهش‌های آتی ترتیبی اتخاذ شود که متغیرهای پژوهش در دو گروه زنان متقاضی طلاق و زنان عادی مقایسه شود. در نهایت پیشنهاد میشود پژوهش مشابهی در زنان دچار پرخاشگری ارتباطی پنهان در شهرهای دیگر کشور و در حجم نمونههای بزرگتر انجام شود، همچنین پیشنهاد میشود در پژوهش‌های آتی متغیرهای تنظیم هیجانی، طرحوارههای شناختی و طرحواره های هیجانی، باورهای فراشناختی، باورهای ارتباطی، افکار خودآیند منفی، عواطف مثبت و منفی و دلزدگی زناشویی در زنان دچار پرخاشگری ارتباطی پنهان مورد بررسی قرار گیرد و در نهایت پیشنهاد میشود به زنان دچار پرخاشگری ارتباطی پنهان و بطورکلی زنان، در خصوص باورهای ارتباطی، تنظیم هیجانات، مقابله با خلق منفی و کنترل اضطراب آموزش داده شود.
تقدیر و تشکر
بدین وسیله از شرکت‌کنندگان محترم و همه افرادی که به هر نحو در انجام این پژوهش ما را یاری نمودند، کمال تشکر و قدردانی را داریم.
[1] . Diaz-Loving & Sanchez-Aragon
[2] . Amor, Echeburúa, de Corral, Zubizarreta, & Sarasua
[3]. Gomes
[4] . Moroń, Mandal
[5] . Crick
[6] . Werner & Crick
[7] . Knight, Dahlen, Bullock-Yowel
[8] . Carroll, Nelson, Yorgason, Harper, Ashton & Jensen
[9] . Moral de la Rubia & Ramos Basurto
[10] . McGeown, Putwain, Simpson, Boffey, Markham & Vince
[11] . Karatas
[12] . Taggart, Bannon, & Hammett
[13]. Weidmann, Ledermann, Grob
[14] . Ojanen, Findley, Fuller
[15] . Costa & McCrae
[16] . Knight, Dahlen & Bullock-Yowell
[17] . Dyrenforth, Kashy, Donnellan & Lucas
[18]. Taylor, Bagby, Kushner, Benoit & Atkinson
[19] . Lyvers, Edwards & Thorberg
[20] . Taylor
[21] . Moral
[22] . Reedy
[23] . Wells, Rehman & Sutherland
[24] . Hesse, Pauley & Frye-Cox
[25] . Covert Relational Aggression Scale
[26] . Meng
[27]. Neuroticism-Extraversion-Openness Inventory
[28] .Toronto Alexithymia Scale
[29] . Bugby Taylor & Parker
[30] .Epözdemir
[31] .Shishido, Gaher & Simons
[32] .Barcelona de Mendoza, Harville, Savage & Giarratano
- آتش روز، ب.، پاک دامن، ش.، و عسگری، ع. (1386). ارتباط بین پنج رگه شخصیتی و پیشرفت تحصیلی. روانشناسان ایرانی. ۶ (۴). 376-367. https://www.sid.ir/paper/101223/
- بشارت ، م. (1387). نارسایی هیجانی و سبک دفاعی. مجله سلامت عمومی، ۳ (۱۰)، ۱۸۱-۱۹۰. https://www.sid.ir/paper/88585/
- جعفرزاده، ت.، سلیمانیان، ع.،محمدی پور، م. (1400). ارائه مدل علی پیش بینی خشونت خانگی علیه زنان بر اساس ناگویی هیجانی و عملکردخانواده با واسطه گری تمایز یافتگی.مجله دانشگاه علوم پزشکی خراسان شمالی،11 (65).186-167. https://sid.ir/paper/985344/
- حمیدی کیان، پ.، نیکنام، م.، و جهانگیر، پ. (1400). پیشبینی پرخاشگری ارتباطی پنهان زناشویی و ترس ازصمیمت براساس خود شفقتورزی با نقش میانجیگری احساس گناه در افراد متاهل، فصلنامه خانواده درمانی کاربردی، دوره2، شماره1، پیاپی5، صص 90-65. https://www.sid.ir/paper/369737/
- خزاعی، س؛ نوابی نژاد، ش؛ فرزاد، و؛ زهراکار، ک. (1396). رابطه سبکهای دلبستگی و پرخاشگری ارتباطی پنهان: با واسطهگری احساس شرم و گناه، روانشناسی، روانشناسی تحولی: روانشناسان ایرانی، سال چهاردهم، شماره54، صص 172-155. https://www.sid.ir/paper/101410/
- رحمتزاده، الف؛ رضاخانی، س. (1399). پیشبینی مهارتهای ارتباطی براساس ویژگیهای شخصیتی و خودپنداره، فصلنامه دانش و پژوهش در روانشناسی کاربردی، دوره21، شماره3 (پیاپی81)، صص 121-111. https://www.noormags.ir/view/fa/articlepage/1709180/
- روشن نژاد، ن.، طالع پسند، س. (۱۳۹۸). ). پیشبینی سازگاری زناشویی زوجهای جوان برمبنای ویژگیهای شخصیتی، تمایزیافتگی خود و سرسختی، فصلنامه روانشناسی بالینی، دوره 11، شماره1 (پیاپی41)، صص93-106 https://dx.doi.org/10.22075/jcp.2019.17207.1632
- سدیدی، م.، و یمینی، م. (۱۳۹۷). پیشبینی بهزیستی روانشناختی براساس راهبردهای مقابله ای و ناگویی‌هیجانی. مجله مطالعات روانشناسی، 14 (2)، 125-141. https://www.sid.ir/paper/67791/
- سید موسوی، م.، محرمی، ج. (۱۳۹۷). ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت: پیشبینی کننده نگرش نسبت به خیانت در مردان، روانشناسی ایران، ۱۴(۱)، 12-21. https://www.sid.ir/paper/120237/
- صالحی مورکانی، خ.، و آل یاسین، ع. (۱۳۹6). تعیین پیش بینی تعارضات زناشویی بر اساس طرحواره های ناسازگار اولیه در زنان متاهل مراجعه کننده به مراکز مشاوره اصفهان،https://www.sid.ir/paper/897254/
- فرزین، ر.، و برزگر، م. (۱۳۹۸). بررسی رابطه سرمایه روانشناختی و ویژگیهای شخصیتی با سر زندگی معلمان. مجله رهیافتی نو در مدیریت آموزشی، 9 (36)، 77-90. https://www.sid.ir/paper/168914/fa
- فتحی آشتیانی، ع.، و داستانی، م. (۱۳۸۸). آزمون های روان شناختی ارزشیابی شخصیت و سلامت روانی، تهران: انتشارات بعثت، نسخه اول. https://www.gisoom.com/book/1940512/
- عبدی زرین، س.، و نیک خوان سیری، ز. (۱۴۰۰). سلامت روانشناختی: نقش خودخواهی، ناگویی‌هیجانی و قدرت. مجله روانشناسی و روانپزشکی، 8 (3)، 13-24. https://www.sid.ir/paper/957402/fa
- غفاری، م.، و رمضانی، ن. (1398). عدالت زناشویی و کیفیت زناشویی: اثرات واسطه ای برای ارتباطات پنهان. مجله تحقیقات خانوادگی، 15 (4)، 487-503. https://www.sid.ir/paper/122403/
- گروسی فرشی، م.، مهریار، ع.، و قاضی طباطبایی، م. (۱۳۸۰). کاربرد آزمون جدید شخصیتی نئو (neo) و بررسی تحلیلی ویژگی‌ها و ساختار عاملی آن در بین دانشجویان دانشگاههای ایران. مجله علوم انسانی (دانشگاه الزهرا)، 11(۳۹)، 173-198 . https://sid.ir/paper/13971/fa#downloadbottom
- مومنی، ک.، کرمی، ج.، و هویزی زادگلن، ن. (۱۳۹۷). رابطه هیجان خواهی، عاطفه مثبت و منفی، ناگویی‌هیجانی با خیانت زناشویی. مجله بهداشت و مراقبت، 19 (4)، 221-231. https://www.sid.ir/paper/251992/
- Amor, P. J., Echeburúa, E., de Corral, P. , Zubizarreta, I. , & Sarasua, B. (2002). Repercusiones psicopatológicas de la violencia doméstica en la mujer en función de las circunstancias del maltrato. International Journal of Clinical and Health Psychology, 2(2), 227-246. http://www.redalyc.org/articulo.oa?id=33720202
- Bagby RM, Taylor GJ, Parker JDA. (1994). The Twenty-Item Toronto Alexithymia Scale: II. Convergent, Discriminant, And Concurrent Validity. J Psychosom Res. 38: 33-40. https://doi.org/10.1016/0022-3999(94)90005-1
- Barcelona de Mendoza, V., Harville, E. W., Savage, J., & Giarratano, G. (2018). Experiences of intimate partner and neighborhood violence and their association with mental health in pregnant women. Journal of interpersonal violence,33(6), 938-959. https://doi.org/10.1177/0886260515613346
- Carroll, J. S., Nelson, D. A., Yorgason, J. B., Harper, J. M., Ashton, R. H., & Jensen, A. C. (2010). Relational aggression in marriage. Aggressive Behavior, 36(5), 315-329. https://doi.org/10.1002/ab.20349
- Costa, P., & McCrae, R. (1992). The five-factor model of personality and its relevance to personality disorders. Journal of Personality Disorders, 6(4), 343–359.https://doi.org/10.1521/pedi.1992.6.4.343
- Crick, N.R., Nelson, D. A. (2002). Relational and physical victimization within friendships: Nobody told me there’d be friends like these. J Abnorm Child Psychol. 30:599˚ 607. https://doi.org/10.1023/a:1020811714064
- Díaz-Loving, R., & Sánchez-Aragón, R. (2002). Psicología del amor: una visión integral de la relación de pareja. [Psychology of love: an integral look at couple relationships]. México: Universidad Nacional Autónoma de México, Facultad de Psicología.
- Dyrenforth, P. S., Kashy, D. A., Donnellan, M. B., & Lucas, R. E. (2010). Predicting relationship and life satisfaction from personality in nationally representative samples from three countries: the relative importance of actor, partner, and similarity effects. Journal of personality and social psychology, 99(4), 690. https://doi.org/10.1037/a0020385
- Epözdemir, H. (2012). The effect of alexithymic characteristics of married couples on their marital adjustment. Journal of Family Psychotherapy, 23(2),116-130. https://doi.org/10.1080/08975353.2012.679902
- Gomes, M. M. (2007). A concept analysis of relational aggression. Journal of Psychiatric and Mental Health Nursing,14(5), 510-515. https://doi.org/10.1111/j.1365-2850.2007.01120.x
- Hesse, C., Pauley, P. M., & Frye-Cox, N. E. (2015). Alexithymia and marital quality: The mediating role of relationship maintenance behaviors. Western Journal of Communication, 79(1), 45-72. https://doi.org/10.1037/a0031961
- Karatas, H. (2015). Correlation among academic procrastination, personality traits, and academic achievement. Anthropologist, 20(1),2. https://www.researchgate.net/publication/286778727_Correlation_among_Academic_Procrastination_Personality_Traits_and_Academic_Achievement
- Knight, N. M., Dahlen, E. R., Bullock-Yowell, E., & Madson, M. B. (2018). The HEXACO model of personality and Dark Triad in relational aggression. Personality and Individual Differences, 122, 109-114. https://www.sciencegate.app/app/redirect#aHR0cHM6Ly9keC5kb2kub3JnLzEwLjEwMTYvai5wYWlkLjIwMTcuMTAuMDE2
- young Lyvers, M., Edwards, M., & Thorberg, F. (2017). Alexithymia, attachment and fear of intimacy in adults. IAFOR Journal of Psychology & the Behavioral Sciences, 3, 1-11. https://doi.org/10.22492/IJPBS.3.2.01
- Meng, K. N. (2013). Couple Implicit Rules for Facilitating Disclosure and Relationship Quality with Romantic Relational Aggression as a Mediator. Brigham Young University. https://scholarsarchive.byu.edu/etd/3836/
- Moroń, M., & Mandal, E. (2021). Reinforcement sensitivity, approach and avoidance goals and relational aggression in romantic relationships. Personality and individual differences,168,110381. https://doi.org/10.1016/j.paid.2020.110381
- Moral de la Rubia, J., & Ramos Basurto, S. (2015). Couple Violence and Alexithymia in Women from Nuevo Leon. Acta de investigación psicológica, 5(1), 1831-1845. https://www.scipedia.com/public/Moral-de-la-Rubia_Ramos-Basurto_2015a
- McGeown, S. P., Putwain, D., Simpson, E. G., Boffey, E., Markham, J. , & Vince, A. (2014). Predictors of adolescents' academic motivation: Personality, self-efficacy and adolescents' characteristics. Learning and Individual Differences, 32, 278-286. https://doi.org/10.1016/J.LINDIF.2014.03.022
- Ojanen, T., Findley, D., & Fuller, S. (2012). Physical and relational aggression in early adolescence: Associations with narcissism, temperament, and social goals. Aggressive behavior, 38(2), 99-107.
- Reedy, S. (2009). Alexithymia and collectivism in survivors of domestic violence: An exploratory study (Tesis Doctoral). Chicago, IL: The Chicago School of Professional Psychology. https://doi.org/10.1002/ab.21413
- Shishido, H., Gaher, R. M., & Simons, J. S. (2013). I don't know how I feel, therefore I act: alexithymia, urgency, and alcohol problems. Addictive behaviors, 38(4), 2014-2017. https://doi.org/10.1016/j.addbeh.2012.12.014
- Taggart, T. C., Bannon, S. M., & Hammett, J. F. (2019). Personality traits moderate the association between conflict resolution and subsequent relationship satisfaction in dating couples. Personality and Individual Differences, 139, 281-289. https://doi.org/10.1016/J.PAID.2018.11.036
- Taylor, G. J., Bagby, R. M., Kushner, S. C., Benoit, D., & Atkinson, L. (2014). Alexithymia and adult attachment representations: Associations with the five-factor model of personality and perceived relationship adjustment. Comprehensive Psychiatry, 55(5), 1258-1268. https://doi.org/10.1016/j.comppsych.2014.03.015
- Taylor, G. J. (2000). Recent developments in alexithymia theory and research. The Canadian Journal of Psychiatry,45(2), 134-142. https://doi.org/10.1177/070674370004500203
- Werner, N. E., & Crick, N. R. (1999). Relational aggression and social-psychological adjustment in a college sample. Journal of abnormal psychology, 108(4), 615. https://doi.org/10.1037//0021-843x.108.4.615
- Weidmann, R., Ledermann, T., & Grob, A. (2016). The interdependence of personality and satisfaction in couples: A review. European Psychologist, 21(4), 284. https://psycnet.apa.org/doi/10.1027/1016-9040/a000261
- Wells, R., Rehman, U. S., & Sutherland, S. (2016). Alexithymia and social support in romantic relationships. Personality and Individual Differences, 90, 371-376. https://doi.org/10.1016/J.PAID.2015.11.029
)