Document Type : Original Article
Authors
1 Assistant Professor, Department of Educational Sciences, Farhangian University, Box 14665-889, Tehran, Iran.
2 Ph.D. in Educational Psychology, Instructor, Department of Educational Sciences, Farhangian University, Box 14665-889, Tehran, Iran
3 Instructor, Department of psychology and Educational Science, Payam Noor University, PO Box 4697-19395, Tehran, Iran.
4 Assistant Professor, Department of psychology and Educational Science, Payam Noor University, PO Box 4697-19395, Tehran, Iran.
Keywords
Subjects
مقدمه
کودک بدون ارتباط با سایر افراد جامعه قادر به ادامه زندگی نیست و با گذشت زمان روابط کودک با سایر افراد جامعه گسترش مییابد و با تنوع اجتماعی بیشتری آشنا میشود و به نوعی اجتماعی میشود (کینگری، اردلی و اسکارپولا[1]، 2020). در تعریفی گروسک و دیویدوف[2] (2021) بیان میکنند که فرآیند اجتماعی شدن به روشهایی اشاره دارد که در آن اعضای جدید یک گروه توسط اعضای قدیمیتر و باتجربهتر برای یادگیری ارزشها، نگرشها و رفتارهای مناسب گروه کمک میکنند. افرادی که فرصتهای اجتماعی شدن را کمتر تجربه میکنند، مهارتهای اجتماعی[3] کمتری در برخورد اجتماعی دارند و از سویی شکست در اجتماعی شدن منجر به اجتناب از تعاملات اجتماعی میشود (هنریکه[4]، 2016). کودکان با ضعف در مهارتهای اجتماعی پرخاشگر، تندخو و منزوی هستند و مورد تنفر دیگران قرارگرفته و توان همکاری مؤثر با دیگران را ندارند، آنها به شدت در معرض خطرات جسمی، روحی، اخراج از مدرسه و غیره هستند (کایونگلی و سانجو[5]، 2020).
مهارتهای اجتماعی به عنوان رفتارهای قابلقبول و آموختهشده اجتماعی که منجر به برقراری ارتباط با دیگران و بهبود کیفیت زندگی میشود، تعریف میشود (کینگری و همکاران،2020). در تعریفی دیگر، دمورا و گرهارت[6] (2021) مهارتهای اجتماعی را به عنوان رفتارهایی در تعاملات اجتماعی در نظر میگیرند که به طور مثبت به روابط بین همسالان کمک میکند و منجر به رشد رابطهای شود که با توجه به یک زمینه خاص رضایتبخش است. یکی از وظایف مهم والدین در خانواده، اجتماعی کردن فرزندان است، زیرا خانواده اولین زمینه موثر در رشد اجتماعی کودکان است (برونفنبرنر و موریس[7]، 2006؛ مک نیل و زمن[8]، 2021؛ و دنهام، فریر و باست،[9] 2020).
در همین راستا برونفنبرنر در نظریه تجدیدنظر شده خود به نام مدل زیستبوم شناختی[10] بر فرآیندهای مجاور مانند تعامل والد-کودک تأکید خاصی دارد. فرآیندهای مجاور فرایندی است که طی آن کودک برای رشد فکری، عاطفی، اجتماعی و اخلاقی، در فعالیتهای به تدریج پیچیدهتر شونده مشارکت میکند که به طور منظم و طی ارتباطی عاطفی، محکم، متقابل و بلندمدت با یک یا چند نفر که متعهد به بهزیستی و رشد کودک است، رخ میدهد (برونفنبرنر و موریس، 2006). این نظریه بر ارتباط و تعامل والد-فرزند به عنوان یکی از مهمترین و تأثیرگذارترین فرایندهای مجاوری[11] در رشد کودکان تاکید دارد (شریفی اردانی و خرمائی، 1401). بلسکی[12] (1984) در مدل فرآیند فرزند پروری[13]، بیان میکند که فرزند پروری به شکلی چندبعدی تعیین[14] میشود و تحت تأثیر ویژگیهای والدین، کودک و بافت اجتماعی خانواده قرار دارد. از سویی پژوهشگران در فرایند رشد و اجتماعی شدن کودکان بر رفتارهای والدین به ویژه بر تنظیم هیجانی آنان تاکید دارند (هاجل و پالی[15]، 2020؛ و شریفی اردانی، یاوری، سجادی پور، یزدانی و اکرمی ابرقوئی، 1402).
در رابطه با تنظیم هیجانی در والدین، هاجل و پالی (2020) در پژوهشی نشان دادند که تنظیم هیجانی والدین به دلیل مشارکت آنها در حل مشکلات عاطفی و رفتاری دوران کودکی، از اهمیت قابل توجهی برخوردار است. بنا بر نظر دانشمندان والدین دارای تنظیم هیجانی میتوانند به رشد هیجانی و عاطفی فرزندانشان کمک کنند. تنظیم هیجان به راهبردهای آگاهانه و ناخودآگاهی اشاره دارد که افراد برای افزایش، حفظ یا کاهش یک پاسخ هیجانی به کار میگیرند (گراس، 2001؛ به نقل از بونفورد و همکاران[16]، 2020). از سویی دیگر دانشمندان به نقش و اهمیت هیجان و تنظیم هیجانی والدین در سازگاری و حتی اجتماعی شدن کودکان اشاره میکنند و نشان میدهند که رفتار مثبت والدین و همچنین تنظیم هیجانی آنها با شایستگی اجتماعی بهتر کودکان و نوجوانان مرتبط است (زیمرمن، آیسمن و فلک،[17] 2008؛ موران، توریانو و گنتزلر[18]، 2018). در پژوهشی دیگر هوفر، گاندر، هوگ و روچ (2020) نشان دادند که وضعیت هیجانی والدین، مانند گرمای عاطفی، به عنوان جنبه مثبت رفتارهای والدین، نقش مهمی در شیوه فرزندپروری آنها دارد. پژوهشگران گرمای عاطفی والد-کودک را اساس ظرفیت مثبت فرزندپروری و عامل محافظتی میدانند که تأثیر منفی تجارب نامطلوب کودکان را کاهش میدهد و رشد سازگاری اجتماعی کودکان را افزایش میدهد (داسپ، آربل، راموس، شاپیرو و مارگولین[19]، 2018 و رویز، تیلور و کاوین[20]، 2020).
ویژگی آگاهی هیجانی که خود از مؤلفههای تنظیم هیجانی است نیز در پژوهشهای اخیر مورد توجه پژوهشگران قرار گرفته است (لان و اسمیت[21]، 2021؛ لان، 2022؛ آیچنگرین، بروخوف، تسو و ریف،[22] 2023). آگاهی هیجانی توانایی درک و توصیف هیجانهای خود و دیگران است (لان و اسمیت، 2021). پژوهشگران معتقدند آگاهی هیجانی یک سازه صفتی است و به تفاوتهای فردی پایدار در نحوه تجربه و درک افراد از واکنشهای هیجانی خود مربوط میشود (اسمیت، کیلگور و لان[23]، 2018). پژوهشها نشان دادند آگاهی هیجانی با پیامدهای مثبتی چون توانایی بیشتر در تشخیص احساسات در چهرهها، صحنهها و توصیفات نوشتاری (رایت، ریدل، سکرست، لین، دی، و اسمیت،[24] 2017)؛ توانایی همدلی (سیاروچی، کاپوتی و مایر،[25] 2003)، توانایی کمک گرفتن برای مشکلات عاطفی و صمیمیت بین فردی بیشتر رضایت و امنیت بیشتر در روابط بین فردی همراه است. پژوهشگران همچنین معتقدند که آگاهی هیجانی والدین نقشی قابل توجه در مهارت اجتماعی فرزندان دارد (سیاروچی، کاپوتی و مایر، 2003). پژوهشی در ارتباط با آگاهی هیجانی اخیراً در حوزه فرزند پروری نشان داد آگاهی هیجانی و گرمی هیجانی در والدین میتواند پیش بینی کننده نیم رخ مثبت سازگاری در نوجوانان باشد (لان، 2022؛ آیچنگرین و همکاران،2023).
همچنین در پژوهشهای داخلی، اخیراً مطالعهای نشان داد که نحوه برخورد والدین در موقعیتهای دشوار هیجانی فرزندان میتواند منجر به اجتماعی شدن فرزندان شود (شریفی اردانی و خرمایی، 1401).در پژوهشی دیگر شریفی اردانی، قهوهچی الحسینی، اثنان عشریه، تولائی و رجبی (1402) نشان دادند که تنظیم هیجانی والدین هم به طور مستقیم و هم به واسطه تأثیری که روی شیوههای برخورد والدین با هیجانهای منفی فرزندان دارد میتواند تبیین کننده مهارت اجتماعی در فرزندان باشد. بنا بر مطالبی که بیان شد میتوان گفت تنظیم هیجان و آگاهی هیجانی در والدین از متغیرهای مهم در رشد و ارتقای مهارت اجتماعی در فرزندان است و همچنین میتواند روی روابط والد- فرزند هم تأثیر داشته باشد.
تعامل و رابطه والد-فرزند مهمترین فرایندهای مجاوری است که میتواند رشد کودک را تحت تأثیر قرار دهد (برونفن برونر و موریس، 2006)، به طوری که کیفیت روابط والد-کودک میتواندمشکلات رفتاری کودکان را کاهش دهد (برگ-نیلسن، ویکان و دال،[26] 2002؛ و گلدبرگ و کارلسون،[27]2014). رابطه والد-فرزند یک تعامل دو طرفه بین والدین و فرزندانشان است (رابینسون،[28] 2015)، و عامل محیطی مهمی است که بر سازگاری و رشد فرد تأثیر میگذارد (پوپوف و ایلسانمی،[29] 2015؛ یانگ،[30] 2018 و استیل و مککینی،[31] 2019). مطالعات اخیر نشان داده است که رابطه والد-کودک در فرآیند یادگیری و عملکرد تحصیلی دانش آموزان دخیل است (توس،[32] 2021؛ و کارمونا -هالتی، سالانووا و شاوفلی[33]، 2020). در پژوهشی مهدیان و شیخ الاسلامی (1401) نشان دادند که کنترل روانشناختی والدین موجب کاهش رفتار جامعه پسند در کودکان میشود.
کیفیت رابطه والد –فرزند شامل نزدیکی[34] و تعارض بین والدین و کودک است (لی، هوانگ، هو و ژائو،[35] 2022). رابطه نزدیک به احترام متقابل، حساسیت و محبت اشاره دارد. در حالی که رابطه تعارض به تلاش برای کنار آمدن و نمایش احساسات عصبانیت یا ناامیدی والدین نسبت به کودک اشاره دارد (لی و همکاران، 2022). نتایج پژوهشها نشان میدهد که یک رابطه ایمن و نزدیک با سطوح بالاتر رفتارهای سازگارانه و اجتماعی کودکان مرتبط است (لی و همکاران، 2022؛ دیوید و دی جیوزپه[36]، 2016 و تروتمن،[37] 2015). از سوی دیگر، رابطه تعارض بین والدین و فرزند تأثیر منفی بر پیامدهای رفتاری کودکان دارد؛ به طوری که فرا تحلیلی اخیراً نشان داد سوء استفاده کلامی[38] والدین که در برگیرنده تعارض و پرخاشگری کلامی هست میتواند پیامدهای منفی فوری، میان مدت و بلند مدت برای کودکان داشته باشد (دوب[39] و همکاران، 2023).
در پژوهش حاضر بر اساس رویکردهای سیستمی (برونفنبرنر و موریس، 2006) به رشد کودک و رویکرد فرایندی به فرزند پروری (بلسکی، 1984) ویژگیهای والدین از مهمترین عوامل تأثیرگذار بر رشد اجتماعی کودک و همچنین شیوه فرزند پروری والدین در نظر گرفته میشود، چرا که ویژگیهای والدین بر فرایند های مجاوری چون تعامل والدفرزند در رشد کودک تأثیر دارد. پژوهش حاضر همانطور که پژوهشگران نیز در فرایند رشد و اجتماعی شدن کودکان بر تنظیم هیجانی آنان تاکید دارند (هاجل و پالی، 2020 و شریفی اردانی و همکاران، 1402)؛ به دنبال بررسی نقش تنظیم هیجان و رابطه والد- کودک بر مهارت اجتماعی فرزندان است. با توجه به مطالبی بیان شد به نظر میرسد تنظیم هیجان والدین هم به طور مستقیم و هم غیر مستقیم و با واسطه تغییری که در رابطه والد-فرزندی ایجاد میکند بتواند منجر اجتماعی شدن و رشد مهارت اجتماعی فرزندان شود. بنابراین هدف پژوهش حاضر، تعیین نقش واسطه ای رابطه والد- فرزند در ارتباط بین تنظیم هیجان والدین و مهارت اجتماعی فرزندان است. مدل مفهومی مفروض پژوهش در شکل (1) قابل مشاهده است.
شکل 1. مدل مفهومی پژوهش
روش
پژوهش حاضر به لحاظ روش شناسی از نوع توصیفی و همبستگی است و برای بررسی فرضیه های تحقیق از روش تحلیل معادلات ساختاری استفاده شد. جامعه آماری پژوهش شامل اولیای دانش آموزان مقطع ابتدایی شهر یزد در سال تحصیلی 1402-1401 هستند که حدود 83000 دانش آموز، (ناحیه 1 دارای 39000 نفر و ناحیه 2 دارای 44000 نفر) تخمین زده شدند. حجم نمونه بر اساس نظر کلین[40] (2023) مبنی بر ملاک انتخاب حجم نمونه بر اساس 10 تا 20 نفر برای هر پارامتر، حجم نمونه 300 نفر و نمونه گیری به روش خوشه ای تصادفی (چند مرحله ای) انجام شد. ملاکهای ورود به پژوهش: تمایل به مشارکت در پژوهش، عدم وجود مشکلات حاد خانوادگی مانند طلاق برای والدین و تحصیلات حداقل دیپلم برای والدین بود. ملاکهای خروج از تحقیق: بی سوادی، عدم تمایل به همکاری و تکمیل پرسشنامه، وجود مشکلات حاد خانوادگی مانند طلاق بود. فهرستی از مدارس برای نمونه گیری تهیه شد و با در نظر گرفتن نسبت جمعیت هر منطقه، مدارس انتخاب شدند و پس از انتخاب مدارس، کلاسها به صورت تصادفی انتخاب و از طریق دانش آموزان، اولیای آنها برای شرکت در پژوهش انتخاب شدند. والدین شرکتکننده در پژوهش حاضر 296 نفر بودند که 91 نفر (7/30%) پدر و 205 نفر (3/69%) مادر بودند. میانگین سنی مادران 14/32 (17/6) سال و میانگین سنی پدران 25/36 (88/6) سال بود. میانگین سنی فرزندان نیز 74/8 (90/1) بود. در این پژوهش، علاوه بر راهنماییهای لازم که در دستورالعمل پرسشنامه های آنلاین ارائه شد، به منظور رعایت اصول اخلاقی به شرکت کنندگان این اطمینان داده شد که از اطلاعات صرفاً در راستای اهداف پژوهش و بدون ذکر مشخصات هویتی استفاده خواهد شد. برای تجزیهوتحلیل اطلاعات، از روش معادلات ساختاری استفاده شد. جهت انجام تجزیه تحلیل دادهها و معادلات ساختاری از نرمافزارهای آماری 26SPSS و 3SmartPLS استفاده شد.
ابزارهای پژوهش
الف) نظام رتبه بندی مهارتهای اجتماعی (SSRS) (نسخه والدین)[41]: گرشام و الیوت[42] (1990) این مقیاس را که دارای 36 گویه و 4 مؤلفه همکاری، جرئتورزی، خود کنترلی و مسئولیتپذیری است تهیه و اعتبار سنجی کردند. این مقیاس در طیف لیکرت 3 درجهای (0 هرگز، 1 گاهی اوقات و 2 اغلب) نمرهگذاری میشود. گرشام و الیوت (1990) پایایی مؤلفههای این مقیاس را با استفاده از روش آلفای کرونباخ بین 70/0 تا 95/0 گزارش کردند. در پژوهشی دیگر گرشام، الیوت، ونس و کوک[43] (2011) که مقیاس مهارت اجتماعی و خرده مقیاسهای آن با شاخص مشکلات رفتاری[44] دارای همبستگی منفی (45/0- تا 74/0-r=)، پرسشنامه مشکلات درونی سازی شده[45] (26/0- تا 72/0-r=) و با پرسشنامه مشکلات برون سازی شده[46] (36/0- تا 84/0-r=) است که نشاندهنده روایی واگرا و این مقیاس و خرده مقیاسهایش رابطهای مثبت با مقیاسهای کنترل خود (41/0 تا 69/0r=)[47]، اشتیاق[48] (28/0 تا 71/0r=) و همدلی[49] (32/0 تا 57/0r=) را نشان داد که روایی همگرا این مقیاس را نشان میدهد. شریفی اردانی و خرمایی (1401) در پژوهشی به بررسی تحلیل عاملی تأییدی این مقیاس پرداختند و شاخصهای برازش مدل را در سطح قابل قبولی (084/0=SRMR و 61/0=NFI)گزارش کردند. این پژوهشگران آلفای کرونباخ 90/0 برای نمره کل مقیاس محاسبه و این شاخص برای مؤلفههای همکاری83/0، جرئتورزی 75/0، مسئولیتپذیری 71/0و خود کنترلی 80/0 محاسبه کردند. در پژوهش حاضر نیز جهت بررسی روایی تحلیل عامل تأییدی صورت گرفت و نتایج نشان داد تمام مؤلفههای این مقیاس دارای بار عاملی قابل قبول هستند و مدل نهایی به لحاظ شاخصهای برازش در سطح قابل قبول قرار دارد (081/0=SRMR و 73/0=NFI). مقدار آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه 87/0 محاسبه شد و این شاخص برای مؤلفههای همکاری 79/0، جرئت ورزی 74/0، مسئولیتپذیری 73/0و خود کنترلی 82/0 محاسبه گردید.
ب) مقیاس رابطه والد- فرزند (CPRS)[50]: پیانتا (1992) این مقیاس را که دارای 33 گویه، چهار مؤلفه تعارض، صمیمیت، وابستگی و رابطه مثبت کلی است که ادراک والدین را در مورد رابطه با فرزند خود را مورد ارزیابی قرار میدهد، تهیه و اعتبار یابی کردند. نمره گذاری این پرسشنامه بر اساس مقیاسی با طیف 5 درجهای لیکرت انجام میشود. پیانتا، نیمتز، و بنت[51] (1997) شاخص پایایی آلفای کرونباخ مؤلفه های این مقیاس برای حوزه های نزدیکی، تعارض، وابستگی و رابطه مثبت کلی را به ترتیب 83/0، 69/0، 46/0 و 84/0 گزارش دادند در نسخه اصلی پژوهشگران اشارهای به شاخص برازش مدل و تحلیل عاملی نداشتهاند. در پژوهشهای داخلی آبارشی، طهماسبیان، مظاهری و پناهی (1388) شاخص پایایی آلفای کرونباخ را برای مؤلفه های تعارض 84/0، نزدیکی 70/0، وابستگی 61/0 و رابطه مثبت کلی 86/0 گزارش کردند و در پژوهشی دیگر طاهری، ارجمند نیا و افروز (1397) شاخص پایایی آلفای کرونباخ را برای مؤلفه های تعارض 84/0، نزدیکی 69/0، وابستگی 46/0 و رابطه مثبت کلی 80/0 گزارش کردند. در پژوهشهای داخلی نیز اشارهای به شاخص برازش مدل و تحلیل عاملی نداشتهاند، لذا در پژوهش حاضر تحلیل عامل تأییدی صورت پذیرفت و بر اساس نتایج مادّه های 2، 3 و 26 از مؤلفه تعارض به علت ضعیف بودن بار عاملی از تحلیل حذف شدند، ماده های 1 و 6 نیز از مؤلفه نزدیکی دارای بار عاملی ضعیف بود که از تحلیل حذف گردید و سایر مادهها در مؤلفه های این مقیاس دارای بار عاملی قابل قبولی بودند و در نهایت شاخصهای برازش مدل در سطح قابل قبولی قرار گرفت (08/0=SRMR و 70/0=NFI) و آلفای کرونباخ برای مؤلفه های تعارض 90/0، نزدیکی 83/0، وابستگی 75/0 و رابطه مثبت کلی 88/0 محاسبه گردید.
ج) مقیاس نقص در تنظیم هیجان(DERS) [52] گراتز و روئمر (2004) : این مقیاس که توسط گراتز و روئمر (2004) تهیه و اعتبار یابی شد و دارای 36 گویه است که در یک طیف لیکرت 5 درجهای (1 کاملاً مخالفم تا 5 کاملاً موافقم) نمرهگذاری میشود. گراتز و رومر (2004) در تحلیل عاملی اکتشافی با استفاده از روش مؤلفههای اصلی نشان دادند که DERS دارای شش مؤلفه پذیرش پاسخهای هیجانی، درگیر شدن در رفتار هدفمند، کنترل تکانه، آگاهی هیجانی، دسترسی به راهبردهای تنظیم هیجانی و وضوح هیجانی است که 68/55 درصد از واریانس کل مقیاس را توضیح میدهد. این پژوهشگران پایایی مؤلفههای این پرسشنامه را با استفاده از روش آلفای کرونباخ برای نمره کل 93/0 و برای مؤلفهها به ترتیب 80/0، 89/0، 86/0، 85/0، 88/0، 84/0، گزارش کردند. روایی و پایایی این مقیاس توسط خانزاده، سعیدیان، حسینچاری و ادریسی (1390) در جامعه ایران مورد بررسی قرار گرفت. در این تحقیق ساختار شش عاملی این مقیاس مورد ارزیابی قرار گرفت که با تحقیق گراتز و رومر (2004) همخوانی داشت و ضریب آلفای کرونباخ برای خرده مقیاسهای این پرسشنامه بین 86/0 تا 88/0 محاسبه شد. ضریب همبستگی باز آزمایی پس از یک هفته برای این خرده مقیاسها بین 79/0 تا 91/0 محاسبه گردید. در پژوهش حاضر نیز نتایج تحلیل عامل تأییدی نشان داد به جز مؤلفه آگاهی هیجانی (71/0-) که دارای بار عاملی منفی است، تمام مؤلفه های این مقیاس دارای بار عاملی مثبت و قابل قبول هستند. با توجه به این که منفی بودن بار عاملی مؤلفه آگاهی هیجانی میتواند در یافته های پژوهش و برازش مدل نهایی تداخل ایجاد کند؛ ابتدا شیوه نمرهگذاری، کدگذاری و نمرات معکوس شده مورد بررسی قرار گرفت و اطمینان حاصل شد که در نمره گذاری اشتباهی حاصل نشده است و با توجه به بار عاملی مؤلفه آگاهی هیجانی در پژوهش حاضر مؤلفه آگاهی هیجانی متمایز از سایر مؤلفه های تنظیم هیجانی در سازه آگاهی هیجانی مورد توجه قرار گرفت. بر اساس نتایج تحلیل عامل تأییدی شاخصهای برازش در سطح قابل قبولی قرار داشت (076/0= SRMR و 82/0 =NFI)؛ و مقدار پایایی با روش آلفای کرونباخ برای سازه آگاهی هیجانی برابر 74/0 محاسبه شد. مقیاس تنظیم هیجان بدون مؤلفه آگاهی هیجانی نیز به لحاظ شاخصهای برازش در سطح قابل قبول قرار دارد (08/0= SRMR و 85/0 =NFI). مقدار پایایی با روش آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه 87/0 محاسبه شد و این شاخص برای مؤلفههای پذیرش 73/0، رفتار هدفمند 81/0، کنترل تکانه 76/0، راهبرد 82/0 و وضوح هیجانی 64/0محاسبه گردید.
یافتهها
در پژوهش حاضر اطلاعات توصیفی شامل شاخصهای تمایل مرکزی و پراکندگی است که نتایج آن در جدول (1) آورده شده است.
جدول 1. شاخصهای توصیفی متغیرهای پژوهش
|
متغیر |
مؤلفهها |
شاخص توصیفی |
آزمون K-S |
کجی |
کشیدگی |
||
|
میانگین |
SD |
Z |
P |
||||
|
تنظیم هیجان |
(1) پذیرش هیجان |
14/70 |
3/98 |
0/08 |
0/000 |
-0/24 |
-0/19 |
|
(2) هدفمندی |
13/70 |
2/63 |
0/11 |
0/000 |
-0/15 |
-0/49 |
|
|
(3) کنترل گری تکانه |
16/19 |
2/98 |
0/08 |
0/000 |
-0/32 |
0/96 |
|
|
(4) وضوح در هیجان |
7/29 |
2/61 |
0/13 |
0/000 |
-0/06 |
-0/92 |
|
|
(5) راهبرد های تنظیم |
12/61 |
3/45 |
0/08 |
0/000 |
-0/32 |
0/02 |
|
|
(6) آگاهی هیجان |
16/08 |
16/08 |
0/11 |
0/000 |
-0/35 |
-0/11 |
|
|
(7) کل |
94/46 |
94/46 |
0/04 |
0/080 |
-0/68 |
0/76 |
|
|
رابطه والد - کودک |
(8) تعارض در رابطه |
56/9 |
56/9 |
0/06 |
0/011 |
-0/27 |
0/05 |
|
(9) نزدیکی در رابطه |
30/39 |
30/39 |
0/07 |
0/004 |
-0/36 |
-0/14 |
|
|
(10) وابستگی در رابطه |
19/50 |
19/50 |
0/07 |
0/001 |
-0/24 |
-0/19 |
|
|
(11) رابطه مثبت |
97/97 |
97/97 |
0/09 |
0/000 |
0/50 |
0/07 |
|
|
مهارت اجتماعی |
(12) همکاری |
18/89 |
18/89 |
0/10 |
0/000 |
-0/37 |
0/01 |
|
(13) جرئتورزی |
22/28 |
22/28 |
0/08 |
0/000 |
-0/48 |
-0/09 |
|
|
(14) مسئولیتپذیری |
17/60 |
17/60 |
0/09 |
0/000 |
-0/35 |
0/17 |
|
|
(15) خود کنترلی |
19/39 |
19/39 |
0/08 |
0/000 |
-0/32 |
0/13 |
|
|
(16) کل |
78/17 |
78/17 |
0/08 |
0/000 |
-0/47 |
0/82 |
|
در این پژوهش دادههای مفقودشده[53] مورد بررسی قرار گرفت، به طوری که در متغیرهای پژوهش هنگامیکه این دادهها بیش از 15 درصد بودند، به توصیه هایر، هوارد و نیتزل[54] (2020) آن مورد از تحلیل حذف و هنگامیکه کمتر از 5 درصد مقادیر در هر شاخص مفقودند، از روش جایگزینی میانگین استفاده شد. مقادیر پرت[55] چند متغیره با استفاده از شاخص فاصله مهالونوبیس شناسایی و در بیشتر موارد از مجموعه داده حذف شدند. نرمال بودن توزیع دادهها با استفاده از آزمون کلموگروف-اسمیرنوف[56] (K-S) بررسی شد و دو معیار چولگی و کشیدگی در توزیع نیز بررسی شدند. (AMOS و LIZREL) (هایر، هوارد و نیتزل،2020). تحلیل معادلات ساختاری به روش PLS-SEM مقدار هم خطی چندگانه (هایر، هوارد و نیتزل،2020).
جدول 2. نتایج همبستگی بین متغیرها
|
متغیر |
مؤلفهها |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
12 |
13 |
14 |
15 |
16 |
|
تنظیم هیجان |
(1) پذیرش هیجان |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(2) هدفمندی |
0/60** |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(3) کنترل گری تکانه |
0/59** |
0/60** |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(4) وضوح در هیجان |
0/57** |
0/49** |
0/56** |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(5) راهبرد های تنظیم |
0/70** |
0/65** |
0/60** |
0/56** |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(6) آگاهی هیجان |
-0/33** |
-0/50** |
-0/34** |
-0/40** |
-0/41** |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(7) کل |
0/87** |
0/74** |
0/77** |
0/71** |
0/84** |
-0/24** |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
رابطه والد - کودک |
(8) تعارض در رابطه |
-0/26** |
-0/15* |
-0/026 |
-0/17** |
-0/18** |
-0/04 |
-0/15* |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(9) نزدیکی در رابطه |
0/02 |
0/02 |
-0/01 |
0/17** |
0/057 |
0/22** |
0/01 |
0/49** |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(10) وابستگی در رابطه |
-0/17** |
-0/16* |
0/06 |
0/04 |
-0/13* |
-0/11 |
-0/16** |
0/73** |
0/65** |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
(11) رابطه مثبت |
0/31** |
0/18** |
-0/01 |
0/25** |
0/24** |
0/11 |
0/20** |
-0/93** |
0/19** |
-0/70** |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
مهارت اجتماعی |
(12) همکاری |
0/05 |
0/06 |
0/10 |
0/03 |
0/08 |
0/26** |
0/12* |
0/00 |
0/26** |
0/13* |
0/08 |
1 |
|
|
|
|
|
(13) جرئتورزی |
0/03 |
0/03 |
0/15** |
-0/01 |
0/03 |
0/38** |
0/15** |
-0/04 |
0/30** |
0/07 |
0/16** |
0/68** |
1 |
|
|
|
|
|
(14) مسئولیتپذیری |
0/10 |
0/11* |
0/19** |
0/08 |
0/10 |
0/33** |
0/21** |
0/00 |
0/24** |
0/12* |
0/08 |
0/59** |
0/70** |
1 |
|
|
|
|
(15) خود کنترلی |
0/10 |
0/08 |
0/15** |
0/11* |
0/13* |
0/29** |
0/18** |
-0/02 |
0/20** |
0/08 |
0/08 |
0/60** |
0/66** |
0/79** |
1 |
|
|
|
(16) کل |
0/08 |
0/08 |
0/17** |
0/05 |
0/09 |
0/37** |
0/19** |
-0/02 |
0/29** |
0/11 |
0/12 |
0/83** |
0/89** |
0/88** |
0/87** |
1 |
* P> 05/0 **P > 01/0
ماتریس همبستگی نشان دهنده روابط معنی دار بین متغیرهای پژوهش است که به برخی از روابط معنیدار اشاره میشود. با توجه به نتایج ماتریس همبستگی از مؤلفه های تنظیم هیجانی مؤلفه پذیرش هیجانی (26/0-=r؛ 01/0>p)؛ رفتار هدفمند (15/0-=r؛ 05/0> p)؛ وضوح هیجانی (17/0-=r؛ 01/0>p)؛ راهبرد های تنظیم هیجان (18/0-=r؛01/0>p)؛ و نمره کل تنظیم هیجان (15/0-=r؛ 05/0>p) رابطهای منفی با تعارض والد- کودک دارد اما در مقابل مشاهده میشود برخی از مؤلفه های تنظیم هیجانی وضوح هیجانی (17/0=r؛ 01/0>p)؛ آگاهی هیجانی (22/0=r؛ 01/0>p) رابطه ای مثبت با نزدیکی روابط والد- کودک دارد. نتایج همچنین نشان داد از مؤلفه های تنظیم هیجانی کنترل تکانه (17/0=r؛ 01/0>p) و آگاهی هیجانی (37/0=r؛ 01/0>p) رابطه ای مثبت با مهارت اجتماعی فرزندان دارد.
ارزیابی مدل بیرونی
پایایی مدل: برای ارزیابی مدل بیرونی از معیار ضریب آلفای کرونباخ ضریب دایلون-گولداشتین rho_A و پایایی ترکیبی (CR)[57] استفاده شد که در جدول 2 ارائهشده است. نتایج نشان داد بعد از اصلاح بارهای عاملی مدل اندازهگیری شاخص آلفای کرونباخ ضریب دایلون-گولداشتین rho_A و پایایی ترکیبی (CR) تمام متغیرها بالاتر از 7/0 است که پایایی مورد قبولی را نشان میدهد. علاوه بر این، اعتبار همگرا با استفاده از میانگین واریانس استخراجشده (AVE)[58] توسط هر سازه مورد بررسی قرار گرفت که این شاخص باید از واریانس ناشی از خطای اندازهگیری برای آن سازه فراتر رود (میانگین AVE باید از 50/0 تجاوز کند). همانطور که در جدول (3) ارائهشده است، میانگین AVE برای تمام سازهها در سطح 54/0 است که در وضعیت مناسبی قرار دارد؛ بنابراین، پایایی سازهها مورد تایید قرار دارد.
جدول 3. شاخصهای ارزیابی مدل اندازه گیری
|
متغیر ها |
آلفای کرونباخ |
rho_A |
CR |
AVE |
|
آگاهی هیجانی |
77/0 |
77/0 |
83/0 |
46/0 |
|
تنظیم هیجان |
88/0 |
92/0 |
91/0 |
67/0 |
|
تعارض |
90/0 |
91/0 |
91/0 |
40/0 |
|
نزدیکی |
83/0 |
84/0 |
87/0 |
50/0 |
|
وابستگی |
75/0 |
76/0 |
82/0 |
44/0 |
|
مهارت اجتماعی |
89/0 |
91/0 |
92/0 |
75/0 |
|
میانگین |
84/0 |
85/0 |
88/0 |
54/0 |
ارزیابی مدل درونی (ساختاری)
جهت فهم بهتر روابط ساختاری بین این متغیرها از معادلات ساختاری به روش PLS-SEM استفاده شد که نتایج خروجی معادلات ساختاری در شکل (2) مشاهده میشود.
شکل 2. نتایج معادلات ساختاری
شکل نتایج نهایی مدل اندازهگیری و مدل ساختاری را در وضعیت استاندارد نشان میدهد. همان طور که از بارهای عاملی هر نشانگر بر مؤلفهها مشاهده میشود، تمام بارهای عاملی از ملاک 40/0 بالاتر هستند و نیاز به حذف موردی وجود ندارد. یافتههای مربوط روابط ساختاری به اثرات مستقیم و غیرمستقیم و اثرات کل اشاره دارد که در جدول (4) خلاصهشده است.
جدول 4. اثرات مستقیم، غیرمستقیم و اثرات کل
|
جهت مسیرها |
اثرات مستقیم |
اثرات غیرمستقیم |
اثرات کل |
||||||
|
β |
T |
P |
β |
T |
P |
β |
T |
P |
|
|
آگاهی هیجانی - > تعارض در رابطه |
19/0- |
13/2 |
033/0 |
- - |
- - |
- - |
19/0- |
13/2 |
033/0 |
|
آگاهی هیجانی - > مهارت اجتماعی |
28/0 |
31/4 |
001/0 |
12/0 |
15/4 |
001/0 |
40/0 |
64/6 |
001/0 |
|
آگاهی هیجانی - > نزدیکی در رابطه |
28/0 |
26/4 |
001/0 |
- - |
- - |
- - |
28/0 |
26/4 |
001/0 |
|
آگاهی هیجانی - > وابستگی در رابطه |
08/0 |
46/0 |
641/0 |
- - |
- - |
- - |
08/0 |
46/0 |
641/0 |
|
تعارض در رابطه - > مهارت اجتماعی |
17/0- |
20/2 |
028/0 |
- - |
- - |
- - |
17/0- |
20/2 |
028/0 |
|
تنظیم هیجان - > تعارض در رابطه |
27/0- |
58/3 |
001/0 |
- - |
- - |
- - |
27/0- |
58/3 |
001/0 |
|
تنظیم هیجان - > مهارت اجتماعی |
06/0- |
72/0 |
468/0 |
10/0 |
80/2 |
005/0 |
04/0 |
58/0 |
56/05 |
|
تنظیم هیجان - > نزدیکی در رابطه |
17/0 |
10/2 |
036/0 |
- - |
- - |
- - |
17/0 |
10/2 |
036/0 |
|
تنظیم هیجان - > وابستگی در رابطه |
10/0- |
65/0 |
516/0 |
- - |
- - |
- - |
10/0- |
65/0 |
516/0 |
|
نزدیکی در رابطه - > مهارت اجتماعی |
30/0 |
82/4 |
001/0 |
- - |
- - |
- - |
30/0 |
82/4 |
001/0 |
|
وابستگی در رابطه - > مهارت اجتماعی |
001/0 |
05/0 |
956/0 |
- - |
- - |
- - |
001/0 |
05/0 |
956/0 |
|
آگاهی هیجانی را <- تعارض در رابطه <- مهارت اجتماعی |
- - |
- - |
- - |
03/0 |
45/1 |
148/0 |
- - |
- - |
- - |
|
تنظیم هیجان <- تعارض در رابطه <- مهارت اجتماعی |
- - |
- - |
- - |
05/0 |
83/1 |
076/0 |
- - |
- - |
- - |
|
آگاهی هیجانی <- نزدیکی در رابطه <- مهارت اجتماعی |
- - |
- - |
- - |
08/0 |
20/3 |
001/0 |
- - |
- - |
- - |
|
تنظیم هیجان <- نزدیکی در رابطه <- مهارت اجتماعی |
- - |
- - |
- - |
05/0 |
01/2 |
045/0 |
- - |
- - |
- - |
|
آگاهی هیجانی <- وابستگی در رابطه <- مهارت اجتماعی |
- - |
- - |
- - |
001/0 |
026/0 |
980/0 |
- - |
- - |
- - |
|
تنظیم هیجان <- وابستگی <- در رابطه مهارت اجتماعی |
- - |
- - |
- - |
001/0 |
031/0 |
976/0 |
- - |
- - |
- - |
یافتهها نشان داد که تنظیم هیجانی پیشبینی کننده مهارت اجتماعی نیست (05/0-=β، 468/0= p)، در حالی که آگاهی هیجانی (28/0=β، 001/0= p) به طور مثبت مهارت اجتماعی را پیشبینی میکند. تنظیم هیجانی (27/0-=β، 033/0= p) و آگاهی هیجانی (19/0-=β، 033/0= p) تعارض والد-کودک را به طور منفی پیشبینی کرد، در حالی که تنظیم هیجانی (17/0=β، 036/0=p) و آگاهی هیجانی (28/0=β، 001/0= p) نزدیکی والد-کودک را به طور مثبت پیشبینی میکند. تعارض والد-کودک پیشبینی کننده منفی مهارتهای اجتماعی کودکان است (17/0-=β، 028/0=p).صمیمیت والد-کودک پیشبینی کننده مثبت مهارت اجتماعی کودکان است (30/0=β، 001/0= p). متغیرهای تنظیم هیجان (05/0=β، 045/0= p) و آگاهی هیجانی (08/0=β، 001/0=p) با توجه به نقش میانجی متغیر نزدیکی در روابط والد-کودک، مهارتهای اجتماعی را پیشبینی میکند، در حالی که تعارض والد-کودک و وابستگی در روابط والد-کودک در مدل حاضر نقش میانجیگر نداشت.
ارزیابی کیفیت و برازش مدل
یافته های پژوهش در جدول (5) شاخصهای کیفیت و برازش مدل را نشان میدهد. جهت بررسی کیفیت مدل شاخصهای اعتبار متقاطع (CvCom) و شاخص افزونگی (CVRed) و ضریب تعیین R2 گزارش شد و مقادیر 02/0، 15/0 و 35/0 برای این سه شاخص به ترتیب نشان دهنده کیفیت پایین، متوسط و بالا برای مدل اندازه گیری است (هایر، هوارد و نیتزل، 2020).
جدول 5. شاخصهای کیفیت و برازش مدل
|
شاخصهای کیفیت مدل(میانگین) |
شاخصهای برازش |
||||
|
R2 |
CV Com |
CV Red |
SRMR |
NFI |
|
|
ارزیابی شده |
09/0 |
32/0 |
05/0 |
07/0 |
74/0 |
|
معیار تصمیم |
>02/0 |
>02/0 |
>02/0 |
>10/0 |
>90/0 |
با توجه به میانگین CvCom برابر با 37/0 و میانگین CVRed برابر با 05/0 میتوان کیفیت قابل قبول مدل را ارزیابی کرد. میانگین R2 تعدیل شده برای متغیرهای مدل برابر با 09/0 بوده که نشان دهنده تأثیر معنادار متغیرها در مدل است. شاخص برازش SRMR مدل پس از اصلاح مدل در سطح قابل قبولی <10/0 بود، اما شاخص NFI مدل پس از اصلاح (74/0 = NFI) به آستانه مطلوب > 90/0 نرسید.
بحث و نتیجهگیری
پژوهش حاضر با هدف ارائه مدل علّی برای تعیین نقش تنظیم هیجان والدین و رابطه والد-کودک در شکلگیری مهارتهای اجتماعی کودکان انجام شد. این پژوهش، با استفاده از روش همبستگی و مدلسازی معادلات ساختاری، سعی در تبیین میانجیگری نقش رابطه والد-کودک در پیشبینی مهارتهای اجتماعی بر اساس تنظیم هیجانی والدین، داشت. یافتهها نشان داد که تنظیم هیجانی و آگاهی هیجانی پیشبینی کننده منفی تعارض والد-کودک و از طرف دیگر پیش بینی کننده مثبت نزدیکی والد-کودک است. این یافتهها در راستای پژوهشهایی است که بر رفتارهای والدین در فرآیند تربیت فرزندان، به ویژه تنظیم هیجان آنها تأکید میکند (هاجل و پالی، 2020؛ و شریفی اردانی و همکاران، 1402؛ الف و ب). این پژوهشگران بر این باورند که تنظیم هیجانی والدین در حل مشکلات عاطفی و رفتاری دوران کودکی از اهمیت بالایی برخوردار است و منجر به سازگاری و حتی اجتماعی شدن کودکان میشود و نشان میدهند که رفتارهای مثبت والدین مانند مراقبت والدین، صمیمیت و حمایت به شدت با بهتر شدن کودک، سازگاری در کودکان و نوجوانان ارتباط دارد (زیمرمن، آیسمن، و فلک، 2008؛ و موران، توریانو، و گنتزلر، 2018). هوفر و همکاران (2020) در این مورد نشان دادند که وضعیت عاطفی و هیجانی والدین مانند گرمای عاطفی والدین به عنوان یک بعد مثبت از رفتارهای والدین نقش مهمی در شیوه فرزندپروری آنها دارد که در پژوهش حاضر در کاهش تعارض والد-کودک و همچنین افزایش صمیمیت بین والد و کودک منعکس میشود. تنظیم هیجانی که دارای مؤلفههایی مانند پذیرش هیجان، کنترل تکانه، رفتار هدفمند و راهبردهای تنظیم هیجانی در والدین است و در چارچوب فرزندپروری، میتواند شرایط عاطفی لازم را در خانواده برای تعامل والدین و فرزند فراهم کند و همان طور که نتایج نشان میدهد، تنظیم هیجانی و همچنین آگاهی هیجانی در یک مدل ساختاری باعث کاهش تعارض والدین و فرزند و افزایش صمیمیت در روابط والدین و فرزند میشود.
همچنین یافتهها نشان داد که تعارض در رابطه والد و فرزند میتواند منجر به کاهش مهارتهای اجتماعی کودکان شود و در مقابل، صمیمیت در روابط والدین و فرزند منجر به افزایش مهارتهای اجتماعی کودکان میشود. این یافته اهمیت تعامل والد-کودک را در رشد اجتماعی کودکان نشان میدهد که در راستای پژوهشهایی است که کیفیت روابط والدین و فرزند را در کاهش مشکلات رفتاری کودکان و افزایش سازگاری اجتماعی، رشد فردی، فرآیند یادگیری و عملکرد تحصیلی و رشد رفتار جامعه پسند دخیل میدانند (برگ- نیلسن، ویکان و دال، 2002؛ گلدبرگ و کارلسون، 2014؛ پوپوف و ایلسانمی، 2015؛ یانگ، 2018؛ استیل و کلیف، 2019؛ توس، 2021؛ کارمونا هالتی و همکاران، 2020؛ و مهدیان و شیخ الاسلامی، 1401). یک رابطه صمیمی به احترام، حساسیت و محبت متقابل اشاره دارد، در حالی که یک رابطه متعارض به تلاش برای مقابله و نشان دادن احساسات خشم والدین یا ناامیدی نسبت به کودک اشاره دارد (لی و همکاران، 2022). همان طور که نتایج نشان داد تعارض در روابط والد و فرزند میتواند منجر به کاهش مهارتهای اجتماعی در کودکان شود. در تبیین این یافته باید گفت همان طور که کیفیت بالای رابطه والد و فرزند منجر به پیامدهای روان شناختی مثبت در فرزندان میشود، کیفیت پایین و تعارض در روابط والدین نیز پیامدهای منفی برای رشد و اجتماعی شدن فرزندان به همراه دارد، به طوری که دوب و همکاران (2023) در یک فرا تحلیل نشان دادند که تعارض در رابطه والد-کودک، که با پرخاشگری و آزار کلامی نسبت به کودک همراه است، سطوح بالاتر پیامدهای منفی نه تنها در کودکی بلکه در نوجوانی، جوانی و بزرگسالی همراه است.
یافتهها نشان داد که تنظیم هیجان والدین از طریق ایجاد صمیمیت در روابط بین والد-فرزندی میتواند مهارتهای اجتماعی کودکان را تبیین کند. این یافته از آن جهت حائز اهمیت است که بر اساس یافتهها، تنظیم هیجان به طور مستقیم مهارتهای اجتماعی کودکان را تبیین نمیکند و حتی این رابطه غیر معنادار منفی است، اما زمانی که تنظیم هیجان در یک مدل علی با نزدیکی در روابط والد-کودک قرار میگیرد میتواند مهارتهای اجتماعی کودکان را پیش بینی کند. این نتایج با یافته های مطالعاتی که به اهمیت هیجان و تنظیم هیجانی والدین در اجتماعی شدن فرزندان اشاره کرده است، مطابقت دارد. نتایج این مطالعات نشان داد که وضعیت عاطفی والدین به عنوان بعد مثبت رفتار والدین، نقش مهمی در فرزندپروری آنها ایفا میکند (هوفر و همکاران، 2020). بنابراین این رفتارهای والدین میتواند در ایجاد فضای مناسب برای رشد مهارتهای اجتماعی کودکان موثر باشد. پژوهشگران نشان دادهاند که گرمی در روابط والد-کودک پایهای برای فرزندپروری مثبت است که میتواند از تأثیرات منفی تجربیات منفی کودکان جلوگیری کند و منجر به رشد اجتماعی کودکان شود (داسپ و همکاران، 2018؛ و رویز، تیلور و کاوین، 2020). در ارتباط با نقش غیرمستقیم تنظیم هیجانی، شریفی اردانی و همکاران (1402) نشان دادند که تنظیم هیجانی والدین به دلیل تأثیری که بر سبکهای مقابله هیجانی والدین دارد، میتواند پیش بینی کننده مهارت اجتماعی کودکان باشد. در این راستا، پژوهش حاضر نیز نشان داد که تنظیم هیجان والدین به دلیل تأثیری که بر روابط والد-فرزند دارد، میتواند منجر به افزایش مهارتهای اجتماعی آنها شود. بنابراین میتوان گفت که تنظیم هیجان وقتی با صمیمیت در روابط والد-کودک همراه باشد، میتواند منجر به رشد و بهبود مهارتهای اجتماعی مانند خود کنترلی، جرئت ورزی، مسئولیت پذیری و همکاری در کودکان شود. یافته های پژوهش حاضر نشان داد که آگاهی هیجانی به طور مستقیم و غیرمستقیم از طریق نزدیکی روابط والد-فرزند میتواند منجر به افزایش مهارتهای اجتماعی در کودکان شود. این یافته مطابق با پژوهشهایی است که نشان دادند آگاهی هیجانی با پیامدهای روان شناختی مثبت مرتبط است (لان و اسمیت، 2021؛ اسمیت، کیلگور و لان، 2018؛ رایت و همکاران، 2017؛ لان، 2022؛ و آیچنگرین و همکاران، 2023). بر اساس نتایج میتوان گفت که آگاهی هیجانی والدین نقش بسزایی در تبیین مهارتهای اجتماعی کودکان دارد.
به طور خلاصه، نتایج پژوهش حاضر نشان میدهد که اگرچه تنظیم هیجانی در والدین به طور مستقیم و به تنهایی مهارتهای اجتماعی را در کودکان پیشبینی نمیکند، اما به طور غیرمستقیم و با افزایش نزدیکی و کاهش تعارض در رابطه والد-کودک، منجر به افزایش مهارتهای اجتماعی در آنها میشود. بر اساس نتایج آگاهی هیجانی هم به طور مستقیم و هم به طور غیر مستقیم با افزایش نزدیکی و کاهش تعارض در رابطه والد-کودک، به افزایش مهارتهای اجتماعی کودکان کمک میکند.
در پژوهش حاضر محدودیتهایی وجود داشت که میتوان به محدودیتهای روش اجرای پژوهش اشاره کرد. در این پژوهش کلیه دادهها به روش پیمایشی گردآوری شده است، و یک مشکل رایج مرتبط با این رویکرد، سو گیری روش است که میتواند روابط مشاهده شده را متورم نشان دهد (پودساکوف، مکنزی، لی و پودساکوف،[59] 2003). علاوه بر این، ماهیت همبستگی این تحلیلها به ما اجازه نمیدهد که استنتاج علّی داشته باشیم. در این پژوهش پرسشنامهها به صورت برخط در اختیار شرکت کنندگان قرار گرفت، با وجود مزایای این روش جمع آوری دادهها که میتوان به صرفه جویی در زمان و هزینه و مسائل زیست محیطی اشاره کرد، این روش میتواند محدودیتهایی را برای پاسخگویان ایجاد کند.
با توجه به نتایج پژوهش حاضر، مؤلفه آگاهی هیجانی میتواند نقشی متفاوت از سایر مؤلفه های تنظیم هیجان داشته باشد. این یافته میتواند راهنمای پژوهشگران در پژوهشهای آینده باشد و پیشنهاد میشود پژوهشگران در پژوهشهای خود به این موضوع توجه داشته باشند. نتایج این پژوهش پیشنهادهای قابل توجهی در زمینه فرزندپروری برای پژوهش گران، روانشناسان و والدین درگیر در امر فرزندپروری دارد، زیرا یافتههای این پژوهش فرآیندهای حاکم بر تأثیر تنظیم هیجان والدین بر مهارتهای اجتماعی کودکان را روشن میکند و همچنین نقش مهم و واسطهای رابطه والد–کودک را نشان میدهد که یافته مهمی برای پژوهشگران و دستاندرکاران تربیت فرزندان از معلمان و مشاوران گرفته تا والدین دارد. موضوع مهم دیگری که در پژوهش حاضر شناسایی شد، نقش روابط والد-فرزند در رشد مهارتهای اجتماعی کودکان است. مشاوران با توجه به نتایج پژوهش حاضر، میتوانند با آگاه ساختن والدین در مورد نقش مخرب تعارض والد-فرزند و نقش سازنده صمیمیت والد-فرزند در رشد مهارتهای اجتماعی کودکان، از بروز پیامدهای نامطلوب برای رشد کودک پیشگیری کنند، و راهکارهایی جهت تقویت روابط والد- کودک به والدین اراده دهند که بر اساس نتایج پژوهش حاضر میتواند شامل تقویت تنظیم هیجان و آگاهی هیجانی در والدین باشد.
تعارض منافع
در این تحقیق تضاد منافع وجود ندارد.
تقدیر و تشکر
این تحقیق حاصل تلاش پژوهش گرانی است که نام آنها در مقاله ذکر شده است و از هیچ گونه حمایت مالی برخوردار نبودهاند. پژوهشگران از کلیه مدیران مدارس، کارکنان آموزش و پرورش و اولیای محترم دانش آموزان ساکن یزد که در انجام این پژوهش همکاری داشتهاند، تشکر و قدردانی نمایند.
[1]. Kingery, Erdley, & Scarpulla
[2].Grusec& Davidov
[3]. social skills
[4]. Henriques
[5]. Kyung Lee, & Sun Joo
[6]. De Moura, & Gerhardt
[7]. Bronfenbrenner, & Morris
[8]. McNeil, & Zeman
[9]. Denham, Ferrier, & Bassett
[10]. bioecological model
[11]. proximal processes
[12]. Belsky
[13] . parenting process model
[14]. multiply determined
[15]. Hajal, & Paley
[16]. Bunford et al.
[17]. Zimmermann, Eisemann, & Fleck
[18] . Moran, Turiano, & Gentzler,
[19]. Daspe, Arbel, Ramos, Shapiro, & Margolin
[20]. Ruiz, Taylor, & Cavin
[21]. Lane, & Smith
[22]. Eichengreen, Broekhof, Tsou, & Rieffe
[23]. Smith, Killgore, & Lane
[24].Wright, Riedel, Sechrest, Lane, & Smith
[25]. Ciarrochi, Caputi, & Mayer
[26]. Berg-Nielsen, Vikan, & Dahl
[27]. Goldberg, & Carlson
[28]. Robinson
[29]. Popov, &Ilesanmi
[30]. Yang
[31]. Steele, & McKinney
[32]. Tus
[33]. Carmona-Halty, Salanova, & Schaufeli
[34]. closeness
[35]. Li, Huang, Hu, & Zhao
[36]. David & DiGiuseppe
[37]. Troutman
[38]. verbal abuse
[39]. Dub et all.
[40]. Kline
[41]. social skills rating system (SSRS)
[42]. Gresham, & Elliott
[43]. Gresham, Elliott, Vance, & Cook
[44]. problem behaviors
[45]. internalizing
[46]. externalizing
[47]. self-control
[48]. engagement
[49]. empathy
[50]. Child–Parent Relationship Scale
[51]. Pianta, Nimetz, & Bennett
[52]. Difficulties in Emotion Regulation Scale (DERS)
[53]. Missing data
[54]. Howard, & Nitzl
[55]. Outliers
[56]. Kolmogorov-Smirnov test
[57]. composite reliability (CR)
[58]. average variance extracted (AVE)
[59]. Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff
