نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشیار مشاوره، گروه علوم تربیتی، دانشکده ادبیات و علوم انسانی، دانشگاه حکیم سبزواری، سبزوار، ایران
2 کارشناس ارشد مشاوره خانواده، مؤسسه آموزش عالی بیهق، سبزوار، ایران
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله English
نویسندگان English
Introduction: The increasing prevalence of female-headed households, influenced by factors such as changing social structures, rising divorce rates, and substance use, underscores the importance of understanding factors that contribute to their well-being. This study examined the mediating roles of perceived social support and religious beliefs in the relationship between psychological capital and quality of life in women heads of households.
Methods: This correlational study employed structural equation modeling to analyze data collected from women heads of households supported by the Mashhad Relief Committee during the fall and winter of 2023. Participants completed the Psychological Capital Questionnaire (Luthans, 2007), the World Health Organization Quality of Life questionnaire (WHOQOL, 1996), the Religious Beliefs Scale (Jorje, 1998), and the Perceived Social Support Scale (Zimmet, Dalm, Zimmet, & Farley, 1988). Data were analyzed using Pearson correlation and path analysis with SPSS 22 and AMOS 22.
Results: While the direct effect of psychological capital on quality of life was not statistically significant (β = 0.18, p > .05), the direct effect of psychological capital on perceived social support was significant (β = 0.94, p < .01), as was the direct effect of perceived social support on quality of life (β = 0.81, p < .01). Perceived social support significantly mediated the relationship between psychological capital and quality of life (β = 0.76, p < .01). However, neither the direct effect of psychological capital on religious beliefs (β = 0.23, p > .05) nor the direct effect of religious beliefs on quality of life (β = 0.08, p > .05) was significant. Consequently, religious beliefs did not mediate the relationship between psychological capital and quality of life (β = 0.018, p > .05).
Conclusion: These findings suggest that interventions aimed at strengthening psychological capital in women heads of households may improve their quality of life by enhancing their perceived social support. Support groups and organizations serving these women could focus on fostering hope, optimism, resilience, and self-efficacy to bolster perceived social support and, ultimately, improve quality of life. Future research could explore additional factors influencing the quality of life of women heads of households.
کلیدواژهها English
مقدمه
تحولات زیستی و اجتماعی انسان، افزایش آمار طلاق، افزایش مصرف مواد و عوامل دیگر، روند صعودی سرپرستی زنان را گسترش داده است. زنان سرپرست خانوار از آسیبپذیرترین اقشار جامعه هستند و زندگی شخصی آنها به دلیل نبود یا ضعف نظارت مردانه با چالشهایی مواجه است (احمدی، امیرمظاهری و صفاری نیا، 2022). بنابراین، سرپرست خانوادهشدن برای زنان یک چالش اساسی محسوب میگردد که منجر به آشفتگی عاطفی آنان میشود؛ چراکه مدیریت شرایط پرتنش در زنان سرپرست خانوار که شامل واهمه از هزینههای اقتصادی و از دستدادن معنای زندگی و نیز تغییرات اساسی رفتاری و اجتماعی میباشد، آنان را از لحاظ عاطفی دچار ناآرامی میکند (هونگ، شین و جونگ[1]،٢٠٢٠؛ پروونتی، کاسنتینو، مریسیو و برتا[2]،٢٠٢٠). مرور مطالعات نشان میدهد، زنان با سرپرست شدن، به دلیل گوناگونی و ناهمخوانی نقشها با یکدیگر، سلامت روانی خود را از دست میدهند و در نهایت احساس اضطراب و افسردگی میکنند (کوان و کیم[3]، 2020) و درنتیجه کیفیت زندگیاشان تنزّل مییابد. کیفیت زندگی در زنان سرپرست خانوار را میتوان به سه سطح فردی، خانواده و گروه اجتماعی تقسیم کرد. شاخصهای کیفیت زندگی فردی در دو شاخص ذهنی و عینی طبقهبندی شدند. شاخصهای عینی بر اساس فراوانی یا کمیت جسمانی مانند درآمد و شاخصهای ذهنی بر اساس پاسخهای روانشناختی مانند رضایت شغلی و شادکامی محاسبه میشوند. شاخصهای ذهنی بینش تا رضایت شخصی است (زاکری، 2020). کیفیت زندگی فراتر از سلامت و شامل دو بخش توانایی اجرای فعالیتهای روزمره که همان سلامت جسمی، روانی و اجتماعی و رضایت از سطوح عملکرد در زندگی است (کوئنز[4] و همکاران، 2020).
عوامل متعددی در کاهش یا افزایش میزان کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار میتوانند دخیل باشند وآن را دچار نوسان کنند که یکی از این عوامل سرمایه روانشناختی است؛ آنچنانکه شیونگ، های، وانگ، لی و جیانگ[5] (2020)، بخشعلی پور و میاندهی رودسری (1401)، صابرفرزام، رشادت جو و قورچیان، نادرقلی (1401)، قربانی، جهانی زاده، میربد و امیدی (1399)، در تحقیقات خود عنوان نمودند بین مؤلفههای سرمایه روانشناختی با کیفیت زندگی رابطه معنیداری دارد. همچنین، کینر، هال، وانگ، هاسلی و پیامجاریاکول[6] (2021) و سنتیسی، لودی، ماگنانو، زاربو و زامیتی[7] (2020) نیز بین مؤلفه تابآوری سرمایه روانشناختی با کیفیت زندگی رابطه مشاهده نمودند. سازه سرمایه روانشناختی به عنوان ادراک شخص از خود و داشتن هدف جهت رسیدن به موفقیت و پایداری در مقابل مشکلات یاد میشود (لوتانز، لوتانز و آوی[8]، 2014). سرمایهی روانشناختی، یک منبع شناختی مثبت است و شامل چهار بعد امیدواری، خوشبینی، تابآوری و خودکارامدی است که مثبتبینی روانشناسی را پیشبینی میکند (سابوت و هیکس[9]، 2020). اولین مؤلفهی سرمایه روانشناختی، خوشبینی است و به معنای توانایی بهتر نگریستن به دنیا و وقایعی که در آن اتفاق میافتد و توانایی برخورد درست با واقعیات زندگی است (احمد و گبیر[10]، 2019). به عبارت دیگر خوشبینی، انجام اقدامات مثبت و یافتن پاسخ مناسب در موقعیتهای چالشبرانگیز و سخت میباشد (کویتانوویچ و هابدی[11]، 2018). خودکارآمدی یکی از سازههایی است که بیانگر قضاوتهای شخصی در مورد شایستگی خود در قبال یک کار است (چن، لین، لین و لو[12]، 2023). به عبارتی دیگر، خودکارآمدی بیانگر باورها و افکار مثبت در مورد تواناییهای شخصی فرد برای دستیابی به موفقیت در وظایف چالشبرانگیز است (لیائو و لیو[13]، 2016). امید، نیرویی هیجانی است که تخیل را به سمت موارد مثبت هدایت میکند (وسترهوف، ویتبورن و فریمن[14]، 2012) و عبارت است از احساس اختیار که افراد بتوانند به اهداف خود برسند و مسیرهای جایگزین را برای دستیابی به اهداف تعیین شده، تعیین کنند (هرمس، کراسیکوا و لوتانز[15]، 2018). سازه تابآوری، توانایی روانشناختی مثبتی است که به افراد اجازه میدهد با ناملایمات، خطر یا شکست مواجه شوند یا به طور مثبت از پس آن برآیند (لوتانز و همکاران، 2014).
با توجه به رابطهی بین سرمایه روانشناختی با کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار، در این پژوهش محقق به دنبال عاملی است که بتواند روابط بین عوامل مذکور را میانجیگری کند؛ با توجه به اینکه حمایت اجتماعی اعتماد به نفس افراد را نسبت به در دسترس بودن حمایت کافی مورد نیاز ارتقاء میدهد (ایگل، هیبلز و پروسشولد- بل[16]، 2019) و منبع مهمی برای ارتقاء سلامت روان و کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار (شادابی، سایه، قربانی، بهرامی باباحیدری و محمودی، 2021) به حساب میآید، از این مؤلفه به عنوان میانجی استفاده گردید. نتایج مطالعات ژاو، نینگ، وانگ، وانگ، هان و لی[17] (2022)، کالو، شیرزادی، پوررضوی، بابازاده و رنجبران[18] (2022)، کاهوئاس[19] و همکاران (2023) و قربان پور لفمجانی، یاقوتی و رضائی (1398) نشان داد رابطهی مثبت و معنیدار بین حمایت اجتماعی و کیفیت زندگی وجود دارد. مطالعات حیاوی و کرمی (1401)، سیهاق[20] (2021)، تانگ، وانگ، ژاو، وانگ، ژانگ و لو[21] (2023)؛ ما، ژاو، هوآنگ، ژانگ، تان و لوو[22] (2023)، رن[23] و همکاران (2024) نشان داد که حمایت سازمانی ادراک شده و سرمایه روانشناختی رابطه تنگاتنگی با هم دارند. علاوه بر این، میر غضنفری و خوش اخلاق (1400)، شکر پورشفیعی، خلعتبری و قربان شیرودی (1400)، قربانی، جهانی زاده، میربد و امیدی (1399)، پروندی و عارفی (1398)، کائو[24] و همکاران (2022)، آلسوبای، استاین، وبستر و وادمن[25] (2019)، به نقش میانجی حمایت اجتماعی در ارتباط با مؤلفههای مذکور در تحقیقات خود دست یافتند. حمایت اجتماعی یک عامل محافظتکننده و حمایتی است که یقیناً برای فاکتورهای سلامتی حائز اهمیت است (اوه[26] و همکاران،٢٠٢٠)؛ آنچنانکه گرسون[27] (2018) عنوان نمود اهمیت ارتباطات اجتماعی برای سلامت انسان همواره شایان توجه بوده است. حمایت اجتماعی به تحقق نیازهای اجتماعی افراد کمک میکند، عزت نفس را پرورش میدهد و حمایت معنوی را برای فرد فراهم میکند (جمیل، پاناتیک، نابیل، سارور، یاسین و جوکرست[28]، 2020). حمایت اجتماعی به عنوان مفروضات و ادراکات خاص فرد در زمینه میزان احساس علاقه، احترام و تحسین دیگران نسبت به خودش و احساس تعلق وی به یک حلقه ارتباطی و پاسخگوی جمعی اشاره دارد (برگلوند، لیتسی و وسترلینگ[29]، 2019).
علاوه بر مؤلفه حمایت اجتماعی، به نظر میرسد باورهای مذهبی نیز در رابطه سرمایه روانشناختی با کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار نقش میانجی ایفا نماید. از آنجایی که باورهای مذهبی قوی به فرد کمک میکنند که سلامت و بهزیستی فرد در سطح مطلوبی حفظ گردد (فرزانه جاجرمی، ستوده اصل، کهساری و جهان، 1400) و فرد احساسات مثبتتری را تجربه کند و هرچه فرد احساسات مثبتتری را تجربه نماید از زندگی رضایت بیشتری خواهد داشت (حیدری، عارفی و امیری، 2020) و کیفیت زندگی بالاتری را تجربه میکند (بادله شموشکی، میر بهبهانی، آریا خواه، لطیفی زاده و جهانشاهی، 1399)، از این مؤلفه به عنوان میانجی استفاده گردید. در همین راستا، اومارا و هاربی[30] (2023)، لین، چن، لین، کائو و چن[31] (2024) و آلوی، حسین، افضل و رحمان[32] (2023) عنوان نمودند که کیفیت زندگی در افراد مذهبی در سطح بالایی قرار دارد و بین باورهای مذهبی و سرمایه روانشناختی رابطهی معناداری وجود دارد (نارسا و ویجایانتی[33]، 2021 و وو و لی[34]، 2020). در تأیید این یافته میتوان گفت، معناداری در زندگی که به واسطه باورهای مذهبی به دست میآید، زمینه دستیابی به بهزیستی روان که از فاکتورهای کیفیت زندگی است (پِرز و رودی[35]، 2022) را فراهم میآورد. در خصوص تعریف باورهای مذهبی میتوان گفت، باورهای مذهبی به معنای خاص، همیشه باورهای مشترک جماعت معینی هستند که از گرایش خویش به آن باورها و عمل کردن به مناسک همراه با آنها، به خود میبالند (دورکیم[36]، 1912؛ ترجمه پرهام، 1400).
در خصوص ضرورت پژوهش حاضر باید گفت، زنان سرپرست خانوار به دلیل مسائلی مانند طلاق، بار مسئولیتها و نقشهای مختلف متعدد، با کمبود عناصر سرمایه اجتماعی و شبکه اجتماعی محدود مواجه هستند. در نتیجه این قشر آسیبپذیر با موانع و مشکلات متعدد دیگری مواجه میشوند؛ مثلاً برای رفع نیازهای خود مرتکب جنایات و اعمال غیرقانونی میشوند و در تربیت کودکان انحراف و اختلال ایجاد میکنند. چنین اقداماتی میتواند باعث افزایش تعداد خانوادههای ناپایدار، ایجاد اختلالات روانی در اعضای خانواده، منجر به فقر مادی و فرهنگی در جامعه و در نهایت کاهش کیفیت زندگی زنان شود (لوئیس، دی جیاکومو، لوکت، دیویدسون و کورو[37]، 2013). با توجه به آن که زنان سرپرست خانوار با مشکلات بسیاری مواجهاند و کیفیت زندگی آنان به علت پذیرش نقشهای متعدد اقتصادی و اجتماعی و کاهش توجه به سلامت خود در وضعیت نامطلوبی قرار دارد (امراله مجدآبادی، نیک پیما، حضرتی گنبد، نوری و نوعی، 1398)، مطالعه کیفیت زندگی این زنان و عوامل مؤثر بر آن از اهمیت بالایی برخوردار است. با توجه به این مطالب محقق بر آن تا تأثیر هر یک از مؤلفههای سرمایه روانشناختی بر کیفیت زندگی زنان سرپرست خانواده را بررسی نموده و به این سؤال پاسخ دهد که آیا باورهای مذهبی و حمایت اجتماعی میتواند در رابطه بین سرمایه روانشناختی با کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار نقش میانجی ایفا نماید؟
روش پژوهش
این پژوهش از نظر هدف در زمرهی پژوهشهای بنیادی محسوب میشود و به لحاظ روش توصیفی و از نوع همبستگی و بر اساس مدل معادلات ساختاری میباشد. جامعه آماری پژوهش حاضر عبارت است از کلیه زنان سرپرست خانوار تحت پوشش کمیته امداد مشهد در پاییز و زمستان 1402 بودند. به دلیل نامشخص بودن حجم جامعه از فرمول پیشنهادی ناباختیک و فیدل[38] (۲۰۰۷) استفاده شد که بر اساس آن برای برآورد حجم نمونه نیازی به داشتن حجم جامعه نیست و تنها دانستن تعداد متغیر مستقل کفایت میکند. بر اساس این فرمول در مطالعات همبستگی از طریق فرمول N>50+8M حجم نمونه محاسبه میشود که N حجم نمونه و M تعداد متغیرهای مستقل است. در این پژوهش تعداد متغیرهای مستقل ۹ عدد و بنابراین تعداد نمونه حداقل ۱۲۲ نفر محاسبه میشود که حجم نمونهی جمعآوری شده 200 نفر است.لازم به ذکر است، ابتدا نمونه 217 نفری برای پژوهش حاضر در نظر گرفته شد که به روش نمونهگیری دردسترس انتخاب شدند و از این تعداد تنها 200 نفر به طور کامل به پرسشنامهها پاسخ دادند. ملاکهای ورود این زنان، داشتن حداقل سطح سواد دیپلم، گذشتن حداقل یک سال از سرپرستی آنان و عدم شرکت در کارگاههای گروه درمانی، مهمترین معیار خروج شامل کنار گذاشتن افرادی بود که پرسشنامه مربوط به خود را بصورت کامل تکمیل نکرده بودند (حتی به یک سوال هم پاسخ نداده بودند) و یا پاسخ مشابه به تمام سوالات داده بودند. بود. به منظور رعایت ملاحظات اخلاقی، برای شرکتکنندگان توضیح داده شد که پاسخهای آنها به صورت محرمانه و تنها جهت استفاده در این پژوهش ثبت خواهد شد و پر کردن پرسشنامه کاملا به اختیار شرکتکنندگان است. دادههای به دست آمده از نمرات این تحقیق توسط نرمافزارآماری Amos22 و spss22 در دو سطح توصیفی و استنباطی تحلیل میگردد. در ﺳﻄﺢ ﺗﻮﺻﯿﻔﯽ از ﺷﺎﺧﺺﻫﺎﯾﯽ ﻫﻤﭽﻮن ﻣﯿﺎﻧﮕﯿﻦ، انحراف معیار و در ﺳﻄﺢ اﺳﺘﻨﺒﺎﻃﯽ از روش همبستگی پیرسون و همچنین تحلیل مسیر با نرم افزار آموس استفاده شد.
ابزارهای پژوهش
الف) پرسشنامه کیفیت زندگی سازمان بهداشت جهانی[39]: پرسشنامه کیفیت زندگی یک پرسشنامه 26 سوالی است که کیفیت زندگی کلی و عمومی فرد را میسنجد. این مقیاس در سال 1996 توسط گروهی از کارشناسان سازمان بهداشت جهانی و با تعدیل گویههای فرم 100 سوالی این پرسشنامه ساخته شد. این پرسشنامه دارای 4 زیرمقیاس و یک نمره کلی است. این زیر مقیاسها عبارتند از: سلامت جسمی، سلامت روان، روابط اجتماعی، سلامت محیط اطراف و یک نمره کلی. زیرمقیاس سلامت جسمی: جمع نمرات سوالات 3- 4- 10- 15- 16- 17- 18 در پرسشنامه. دامنه نمرات این زیر مقیاس بین 7 تا 35 خواهد بود و تفاضل این دو 28 است.زیرمقیاس سلامت روان: جمع نمرات سوالات 5- 6- 7- 11- 19- 26 در پرسشنامه. دامنه نمرات این زیر مقیاس بین 6 تا 30 خواهد بود و تفاضل این دو 24 است. زیرمقیاس روابط اجتماعی: جمع نمرات سوالات 20- 21- 22 در پرسشنامه. دامنه نمرات این زیر مقیاس بین 3 تا 15 خواهد بود و تفاضل این دو 12 است. زیرمقیاس سلامت محیط: جمع نمرات سوالات 8- 9- 12- 13- 14- 23- 24- 25 در پرسشنامه. دامنه نمرات این زیر مقیاس بین 8 تا 40 خواهد بود و تفاضل این دو 32 است. کیفیت زندگی و سلامت عمومی کلی: جمع نمرات سوالات 1 و 2 در پرسشنامه. دامنه نمرات این زیر مقیاس بین 2 تا 10 خواهد بود و تفاضل این دو 8 است. لازم به ذکر است ابتدا یک نمره خام برای هر زیرمقیاس به دست میآید که باید از طریق یک فرمول به نمرهای استاندارد بین 0 تا 100 تبدیل شود. نمره بالاتر نشان دهنده کیفیت زندگی بیشتر است. توجه: سوالات 3 و 4 و 26 به صورت وارونه نمره گذاری میشوند. نجات، منتظری، هلاکویی نایینی، محمد و مجدزاده (1385) برای بررسی روایی و پایایی این پرسشنامه، پژوهشی بر روی 1167 نفر از مردم تهران انجام دادند. پایایی پرسشنامه با استفاده از آلفای کرونباخ و همبستگی درون خوشهای حاصل از آزمون مجدد سنجیده شد. روایی پرسشنامه با قابلیت تمایز این ابزار در گروههای سالم و بیمار با استفاده از رگرسیون خطی مورد ارزیابی واقع شد و جهت سنجش عوامل ساختاری پرسشنامه از ماتریس همبستگی سوالات با حیطهها استفاده شد. مقادیر همبستگی درون خوشهای و آلفای کرونباخ در تمام حیطهها بالای 70/0 به دست آمد ولی در حیطه روابط اجتماعی مقدار آلفای کرونباخ 55/0 بود که می.تواند به علت تعداد سوال کم در این حیطه یا سوالات حساس آن باشد. از طرفی در 83 درصد موارد، همبستگی هر سوال با حیطه اصلی خود از سایر حیطهها بالاتر بود. امتیازهای گروههای سالم و بیمار در حیطههای مختلف اختلاف معنیدار داشتند. نتایج بهدست آمده حاکی از روایی و پایایی و قابل قبول بودن عوامل ساختاری این ابزار در ایران در گروههای سالم و بیمار میباشد. نتایج مطالعه المرابی[40] و همکاران (2023) در خصوص روایی و پایایی پرسشنامه کیفیت زندگی سازمان بهداشت جهانی نشان داد که پایایی ابزار به روش آلفای کرونباخ برای همه حوزهها (سلامت جسمانی، روانشناختی، روابط اجتماعی و محیطی) به ترتیب 83/0، 72/0، 67/0 و 76/0 بود. به جز حوزه روابط اجتماعی، ضرایب سه حیطه بالاتر از مقدار قابل قبول 70/0 بود که همسانی درونی خوب این ابزار را تایید کرد. روایی سازه پرسشنامه مذکور با استفاده از تحلیل عاملی مورد تأیید قرار گرفت. تحلیل عاملی اکتشافی با استفاده از روش مؤلفههای اصلی، چهار عامل را با مقادیر ویژه بیش از یک نشان داد که 52 درصد واریانس تجمعی را در 24 گویه توضیح میدهد. روایی همگرای این آزمون نیز با محاسبه همبستگی بین حوزه های کیفیت زندگی (39/0 تا 62/0) مورد تأیید قرار گرفت.
ب) پرسشنامه حمایت اجتماعی ادراکشده [41]: این پرسشنامه توسط زیمت، دهلم، زیمت و فارلی[42] (1988) ساخته شده است. این پرسشنامه شامل 12عبارت و 3 زیر مقیاس شامل حمایت خانواده (عبارت های 3،4،8،11)؛ حمایت دوستان (عبارت های 6،7،9،12) و حمایت افراد مهم (عبارت های 1،2،5،10) را میسنجد. پاسخ دهی بر اساس طیف 7 درجهای لیکرت (کاملا مخالفم=1 و کاملا موافقم=7) نمرهگذاری میشود. حداکثر نمره برای هر زیر مقیاس 28 و حداقل4 میباشد. حداقل نمره کل 12و حداکثر آن 84 خواهد بود. کسب نمره بالا نشانگر ادراک بالای فرد از حمایتهای اجتماعی است. نمره 12 تا 36 نشاندهنده حمایت اجتماعی ادراک شده پایین، 37 تا 60 نشاندهنده حمایت اجتماعی ادراک شده متوسط و 61 تا 84 نشان دهنده حمایت اجتماعی ادراک شده بالا است. در پژوهش زیمت و همکاران (1988) تحلیل عاملی تأییدی، وجود سه خردهمقیاس را تأیید نمود و آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه 88/0 و برای خردهمقیاسهای دیگران مهم، خانواده و دوستان به ترتیب 91/0، 87/0 و 85/0 به دست آمد. روایی سازهی این ابزار نیز در پژوهش زیمت و همکاران (1988) از طریق همبسته نمودن نمرههای این ابزار با آزمونهای افسردگی و اضطراب مورد تأیید قرار گرفت. در پژوهش بیرامی، موحدی و موحدی (1393) روایی همگرای این پرسشنامه از طریق همبستگی آن با پرسشنامه رضایت از زندگی به دست آمد که نشانگر روایی همگرا و واگرای این مقیاس بود. علاوه بر این همسانی درونی این مقیاس از طریق آلفای کرونباخ برای هر خردهمقیاس خانواده، دوستان و دیگران مهم بهترتیب، 90/0، 92/0 و 87/0 محاسبه گردید.
ج)پرسشنامه سرمایه روانشناختی[43] (PCQ): برای سنجش سرمایه روانی از پرسشنامه سرمایه روانشناختی استفاده شد که توسط لوتانز در سال 2007 ساخته شده است. این پرسشنامه از مقادیر استاندار شده که به طور وسیعی برای ساختارهایی که امید، تابآوری، خوشبینی و خودکارآمدی را میسنجند مورد استفاده قرار گرفته است و قابلیت اعتبار و پایایی این خرده مقیاسها نیز اثبات شده است. این پرسشنامه شامل 24 سوال است و آزمودنی به هر گونه در مقیاس 6 درجهای (کاملاً مخالفم=1 تا کاملاً موافقم=6) لیکرت پاسخ میدهد. امید شامل مؤلفههای 1 الی 6، تابآوری شامل عبارتهای 7 الی 12، خودکارآمدی شامل عبارتهای ۱۳ الی ۱۸ و خوشبینی شامل عبارتهای ۱۹ الی ۲۴ است. در مجموع هر یک از این زیر مقیاسها با ۶ عبارت سنجیده میشوند. حداقل نمره برای کل پرسشنامه ۲۴ و برای هر مولفه ۶ و حداکثر نمره در این آزمون ۱۳۴ و حداکثر نمره برای هر مولفه ۳۶ می باشد. این پرسشنامه نمرهگذاری معکوس ندارد. نتایج تحلیل عاملی تأییدی در پژوهش لوتانز[44] و همکاران (2007) حاکی از این بود که این آزمون دارای عوامل و سازههای مورد نظر سازندگان آزمون است. در حقیقت نتایج تحلیل عاملی روایی سازه آزمون را تایید کردند. مدل شش عاملی برازش بهتری با دادهها داشته و با مدل نظری هم هماهنگی بیشتری دارد. نسبت خی دو این آزمون برابر با 6/24 است و آمارههای CFI، RMSEA، در این مدل به ترتیب 97/0 و 08/0 هستند (لوتانز و همکاران، 2007). در پژوهش قربانیزاده، علیزاده، خانی پردنجانی و محمدی مهمویی (1394) این یافته به دست آمد که پایایی مرکب برای همه سازهها بین 81/0 تا 90/0 و میانگین واریانس استخراجشده بین 54/0 تا 82/0 قرار گرفته است که پایایی همگرایی بالایی را نشان میدهد. علاوه بر این، تمام گویهها دارای بارعاملی بین 529/0 تا 999/0 هستند که همبستگی بالایی را نشان میدهد و روایی پرسشنامه را تأیید می نماید.
د) پرسشنامه باورهای مذهبی[45]: این پرسشنامه طبق ادعای جورج[46](1998)، بدون هیچگونه جهتگیری فرقهای و براساس هیچ آئین و مذهبی ساخته شده و صرفاً محتوای آن بیان رابطه با خداوند است و هیچگونه تغییر محتوایی براساس مذهب جامعه ایرانی در آن صورت نگرفته است. این پرسشنامه شامل33 سوال و قسمت دوم شامل 15 سوال است که جواب هر سوال به صورت طیف لیکرت پنج درجهای از کاملا مخالفم=0 تا کاملا موافقم=4 میباشد. پرسشنامه باورهای مذهبی، میزان اعتقاد و نزدیکی آزمودنیها را نسبت به خدا میسنجد. جرج روایی محتوایی این پرسشنامه را قابل قبول توصیف کرده است. همچنین وی برای ارزیابی آزمون خود، ضریب همبستگی بین این ابزار و دیگر ابزارهای موجود در این زمینه را از جمله مقیاس ارزشهای آلپورت، ورنون و ایندزی[47] (1970) محاسبه کرده است که بین این مقیاس و مقیاسهای نامبرده همبستگی 88/0 وجود دارد که بیانگر روایی بالای مقیاس میباشد. همچنین به منظور سنجش پایایی این آزمون، پایایی آزمون را با ضریب پایایی تصنیف با تصحیح به روش اسپیرمن- براون 97/0گزارش کردهاند. فکور، صفوی، رستمی، فقیه زاده، آیت الهی و سرابی (1396) روایی صوری و محتوایی آن را با استفاده از نظر استادان حوزهی معارف دینی و روانشناسی تأیید کردند و پایایی این آزمون با روش باآزمایی 88/0 گزارش گردید.
روش اجرا
برای جمعآوری دادهها، ابتدا مجوزهای لازم از حراست و ریاست، موسسه آموزش عالی غیردولتی-غیرانتفاعی بیهق دریافت شد. سپس، پژوهشگران مقاله حاضر، پس از معرفی خود و اهداف، توزیع پرسشنامهها در کمیته امداد امام خمینی در شهر مشهد را آغاز نمودند. شایان ذکر است زنان سرپرست خانواری که درفاصله زمانی مهرماه تا اسفندماه سال 1402 به کمیته امداد امام خمینی شهر مشهد مراجعه نمودند به عنوان نمونه در نظر گرفته شدند و از جهت دسترسی به نمونهها مشکلی نبود. مدت زمان کلی جمعآوری دادهها با صرف روزانه حدودا 4ساعت، حدودا 2 ماه به طول انجامید.
یافتهها
در این قسمت نمونه مورد بررسی برحسب ویژگیها و پرسشهای جمعیتشناختی (سن، مدت زمان اشتغال) توصیف شدهاند. یافتههای جمعیتشناختی آزمودنیها نشان داد که 3 درصد از زنان کمتر از 30 سال، 46 درصد 30 تا 40 سال، 5/43 درصد 41 تا 50 سال و 5/7 درصد 50 سال به بالا سن داشتند. از لحاظ مدت زمان اشتغال باید گفت، 27 درصد از زنان کمتر از 1 سال، 43 درصد از زنان 1 تا 3 سال و 30 درصد از زنان بیشتر از 3 سال مشغول به کار بودند. بنابراین میتوان گفت، اکثریت زنان سرپرست خانوار بین 30 تا 40 سال و 40 تا 50 سال میباشند و اکثریت 1 تا 3 سال از اشتغال آنان گذشته بود.
پس از یافتههای جمعیتشناختی، یافتههای توصیفی مؤلفههای تحقیق (میانگین و انحراف معیار) مورد بررسی قرار میگیرد که نتایج آن در جدول 1 ارائه شده است:
جدول شماره 1.یافتههای توصیفی مؤلفههای حمایت اجتماعی، باورهای مذهبی، کیفیت زندگی، سرمایه روانشناختی
|
مؤلفه |
ابعاد متغیر |
تعداد |
کجی |
کشیدگی |
میانگین |
انحراف معیار |
|
حمایت اجتماعی |
حمایت خانواده |
200 |
07/0 |
82/0- |
52/15 |
47/2 |
|
حمایت دوستان |
200 |
09/0- |
30/0- |
76/14 |
64/2 |
|
|
حمایت دیگران |
200 |
10/0- |
11/0- |
88/14 |
18/2 |
|
|
نمره کل حمایت اجتماعی |
200 |
06/0 |
18/0- |
16/45 |
59/6 |
|
|
باورهای مذهبی |
میزان اعتقاد به خدا |
200 |
09/1- |
21/0 |
05/117 |
74/26 |
|
نزدیکی به خدا |
200 |
44/0- |
23/0- |
14/59 |
20/8 |
|
|
نمره کل باورهای مذهبی |
200 |
96/0- |
03/0- |
19/176 |
43/30 |
|
|
کیفیت زندگی |
سلامت جسمی |
200 |
04/0- |
35/0- |
17/62 |
79/15 |
|
سلامت روانشناختی |
200 |
25/0- |
21/0- |
83/62 |
59/11 |
|
|
سلامت محیط |
200 |
24/0- |
11/1- |
67 |
07/15 |
|
|
روابط اجتماعی |
200 |
05/0- |
07/1- |
45/54 |
32/16 |
|
|
نمره کلی کیفیت زندگی |
200 |
34/0 |
27/0- |
43/66 |
26/14 |
|
|
سرمایه روانشناختی |
خودکارآمدی |
200 |
08/0 |
39/0- |
93/21 |
41/3 |
|
امیدواری |
200 |
06/0 |
34/0- |
81/20 |
94/3 |
|
|
تاب آوری |
200 |
35/0- |
28/0- |
82/21 |
39/3 |
|
|
خوش بینی |
200 |
27/0 |
52/0- |
79/22 |
78/2 |
|
|
نمره کل سرمایه روانشناختی |
200 |
06/0- |
45/0- |
37/87 |
29/11 |
با توجه به یافتههای جدول شماره 1 میتوان گفت، بالاترین میانگین متعلق به نمره کل باورهای مذهبی و پایینترین میانگین متعلق به خردهمقیاس حمایت اجتماعی (حمایت دوستان) میباشد. در خصوص مؤلفه کیفیت زندگی این نکته حائز اهمیت است که پس از به دست آوردن نمرات خام هر خردهمقیاس آن را به یک نمره استاندارد از 0 تا 100 تبدیل نموده و طبق فرمولهای مندرج در پرسشنامه محاسبه گردید.
پیش از تحلیل داده ها مفروضه های آزمون معادلات ساختاری بررسی شد. جهت بررسی نرمال بودن دادهها از آزمون کجی و کشیدگی استفاده شد که نتایج آن در تمامی متغیرها بین 58/2+ تا 58/2_ میباشد که نشان از نرمال بودن دادهها میباشد. برای بررسی مفروضهی عدم همخطی از آماره های عامل تورم واریانس و شاخص تحمل استفاده شد که باتوجه به اینکه هیچ یک از مقادیر مربوط به شاخص تحمل کمتر از 40/0 و هیچ یک از مقادیر مربوط به عامل تورم واریانس بیشتر از 10 نمی باشد، بر این اساس میتوان نسبت به مفروضه عدم هم خطی نیز اطمینان حاصل کرد. فرض استقلال خطاها با آماره دوربین واتسون برای محاسبه ی معادلات رگرسیونی مدل پژوهش بررسی شد که مقدار به دست آمده بیانگر برقراری این مفروضه است. مفروضه ی همخطی بین متغیرها با استفاده از همبستگی پیرسون بررسی شد که در جدول زیر قابل مشاهده است:
با توجه با این نکته که ماتریس همبستگی مبنای تجزیه و تحلیل مدلهای علی، خصوصاً مدلیابی معادلات ساختاری است، لذا قبل از پرداختن به آزمون الگوی نظری، ماتریس همبستگی متغیرهای پژوهش همراه با ضرایب همبستگی آنها در جدول (2) ارائه شده است تا رابطه بین متغیرها مورد بررسی قرار گیرد.
جدول شماره 2.آزمون همبستگی بین متغیرهای پژوهش
|
متغیر |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
12 |
13 |
|
1 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
**72/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
3 |
**63/0 |
**81/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4 |
**87/0 |
**94/0 |
**89/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
5 |
*14/0- |
09/0 |
12/0 |
03/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
6 |
09/0- |
12/0 |
**23/0 |
09/0 |
**33/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
7 |
*15/0- |
11/0 |
*17/0 |
05/0 |
**96/0 |
**56/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
8 |
**76/0 |
**87/0 |
**70/0 |
**86/0 |
08/0 |
*16/0 |
12/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
9 |
**51/0 |
**78/0 |
**72/0 |
**74/0 |
**26/0 |
*15/0 |
**27/0 |
**74/0 |
1 |
|
|
|
|
|
10 |
**79/0 |
**69/0 |
**58/0 |
**77/0 |
01/0- |
02/0- |
02/0- |
**78/0 |
**55/0 |
1 |
|
|
|
|
11 |
**30/0 |
**38/0 |
**40/0 |
**40/0 |
*17/0 |
005/0 |
*15/0 |
**41/0 |
**38/0 |
**64/0 |
1 |
|
|
|
12 |
**72/0 |
**84/0 |
**73/0 |
**85/0 |
*16/0 |
09/0 |
*16/0 |
**89/0 |
**86/0 |
**88/0 |
**69/0 |
1 |
|
|
13 |
**28/0 |
**39/0 |
**47/0 |
**42/0 |
08/0 |
04/0- |
06/0 |
**35/0 |
**35/0 |
**48/0 |
**79/0 |
**57/0 |
1 |
1.حمایت خانواده، 2. حمایت دوستان، 3.حمایت دیگران، 4..نمره کل حمایت اجتماعی، 5، میزان اعتقاد به خدا، 6. نزدیکی به خدا، 7. نمره کل باورهای مذهبی،
(*05/0 P< ** 01/0 P<)
نتایج جدول 2 نشان میدهد که بین حمایت اجتماعی (42/0) و سرمایه روانشناختی (57/0) با کیفیت زندگی رابطه معنیداری وجود دارد (01/0 P<). همچنین بین سرمایه روانشناختی (85/0) با حمایت اجتماعی (85/0) و نیز بین سرمایه روانشناختی (16/0) با باورهای مذهبی رابطه معنیداری یافت شد (05/0P<). ولیکن بین باورهای مذهبی با کیفیت زندگی و نیز حمایت اجتماعی با باورهای مذهبی رابطه معنیداری وجود ندارد.
جهت ارزیابی نقش میانجی حمایت اجتماعی و باورهای مذهبی لازم است که اثر مستقیم و غیر مستقیم متغیر سرمایه روانشناختی با کیفیت زندگی در بین زنان سرپرست خانوار محاسبه گردد. لذا پس از اطمینان یافتن از نرمال بودن متغیرهای وابسته، کلیه روابط میان متغیرها بر اساس مدل مفهومی تحقیق مورد بررسی قرار گرفت.
نمودار 1- نمودار معادلات ساختاری متناسب با مدل مفهومی و بر روابط بین متغیرها
در جدول شماره 3 شاخصهای مربوط به برازش مدل مسیر ارائه شدهاند که نشاندهنده برازش نسبتاً مطلوب مدل است.
جدول شماره 3. شاخصهای برازش مدل
|
نشانگر برازش |
مقدار برازش |
مقدار رضایت بخش |
نتیجه |
|
نسبت کای اسکوئر به درجه آزادی(CMIN/df) |
76/3 |
کوچکتر از 5 |
با اغماض قابل قبول |
|
شاخص نیکوئی برازش (GFI) |
96/0 |
بزرگتر از 9/0 |
قابل قبول |
|
نرم شده برازندگی (NFI) |
93/0 |
بزرگتر از 9/0 |
قابل قبول |
|
شاخص برازش تطبیقی ( CFI) |
97/0 |
بزرگتر از 9/0 |
قابل قبول |
|
برازندگی فزاینده( IFI) |
97/0 |
بزرگتر از 9/0 |
قابل قبول |
|
مجذور میانگین مربعات خطای تقریب (RMSEA) |
10/0 |
08/0 الی 10/0 |
برازش متوسط |
لازم به ذکر است، مقدار مجذور میانگین مربعات خطای تقریب (RMSEA) را بین 05/0 الی 08/0 را قابل قبول و مقادیر بین 08/0 الی 10/0 برازش متوسط و مقادیر بالاتر از 10/0 را برازش ضعیف مدل تلقی میکنند .
بر اساس نمودار 1 تحلیل مسیر برای اثرات مستقیم نتایج جدول زیر را به همراه دارد. لازم به ذکر است برای بررسی فرضیه متغیر میانجی از آزمون سوبل استفاده شده است. در این آزمون یک مقدار آماره تی به دست میآید که در صورت بیشتر شدن این مقدار از 96/1 می توان در سطح 95 درصد معنادار بودن تأثیر میانجی یک متغیر را تأیید نمود.
جدول شماره 4. ضرایب استاندارد مستقیم و غیرمستقیم
|
متغیر پیش بینی کننده |
متغیر میانجی |
متغیر ملاک |
اثر مستقیم |
اثر غیرمستقیم |
آماره سوبل |
|
سرمایه روانشناختی |
باورهای مذهبی |
کیفیت زندگی |
18/0 |
018/0 |
56/14 |
|
سرمایه روانشناختی |
حمایت اجتماعی |
کیفیت زندگی |
18/0 |
**76/0 |
75/0 |
|
سرمایه روانشناختی |
-------- |
باورهای مذهبی |
23/0 |
----- |
----- |
|
سرمایه روانشناختی |
-------- |
حمایت اجتماعی |
**94/0 |
----- |
----- |
|
باورهای مذهبی |
-------- |
کیفیت زندگی |
08/0 |
----- |
----- |
|
حمایت اجتماعی |
-------- |
کیفیت زندگی |
**81/0 |
----- |
----- |
(*05/0 P< ** 01/0 P<)
یافتههای جدول 4 نشان میدهد که اثر مستقیم سرمایه روانشناختی با کیفیت زندگی معنیدار نیست (05/0>p-value)؛ در ادامه با دخالت مولفههای حمایت اجتماعی و باورهای مذهبی بر رابطه بین دو مولفه فوق، نقش میانجی این مولفهها را مورد ارزیابی قرار دادهایم. یافتههای جدول فوق نشان میدهد که حمایت اجتماعی نقش میانجی در رابطه بین سرمایه روانشناختی با کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار دارد (01/0>p-value)؛ ولیکن، باورهای مذهبی نقش میانجی در رابطه بین سرمایه روانشناختی با کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار ندارد (05/0<p-value).
بحث و نتیجهگیری
هدف از انجام پژوهش حاضر، بررسی نقش میانجیگرانه ی حمایت اجتماعی و باورهای مذهبی در رابطه مؤلفههای سرمایه روانشناختی با کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار بود. در ابتدا، نتایج نشان داد که بین مؤلفههای سرمایه روانشناختی (خودکارآمدی، امیدواری، تابآوری و خوشبینی) بر کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار تأثیر مستقیم ندارد. ناهمخوان با این فرضیه ی پژوهش شیونگ و همکاران (2020)، بخشعلی پور و میاندهی رودسری (1401)، صابرفرزام و همکاران (1401)، قربانی و همکاران (1399)، در تحقیقات خود عنوان نمودند بین مؤلفههای سرمایه روانشناختی با کیفیت زندگی رابطه معنیداری دارد. ناهمخوان با مطالعه حاضر، کینر و همکاران (2021) نیز بین مؤلفه تابآوری سرمایه روانشناختی با کیفیت زندگی رابطه مشاهده نمودند..
در خصوص عدم تأثیر سرمایه روانشناختی بر کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار باید گفت، زنان سرپرست خانوار اضطراب و استرس بیشتری را تجربه میکنند که منجر به نوسانات خلقی زیادی میشود که میتواند بر باور آنها به تواناییهایشان تأثیر بگذارد و احساس لذت از زندگی را کاهش دهد (بهروز، مرعشیان و علیزاده، 1402). وثوقی اصل، ظهیری و شربتیان (1402) عنوان نمودند زنان سرپرست خانوار عمدتاً با مسائلی نظیر دسترسی پایین به فرصتهای شغلی، کمسوادی و فقدان درآمدهای مستمر و ثابت مواجه هستند و مجموعه این عوامل سبب چالشهای روانشناختی بسیار و افت سطح سلامت روان آنان میشود. به طور کل، این تصور عمومی وجود دارد که زنان به دلیل نرخ فقر بالاتر و فرصتهای شغلی کمتر، از نظر اجتماعی آسیبپذیرتر از مردان هستند و این تصور برای زنان سرپرست خانوار به دلیل ترس از انتقال فقر بیننسلی، گستردهتر است (مک لاهان و بک[48]، 2010). زنان سرپرست خانوار پس از از دست دادن همسر خود مجبور به ایفای نقشهای متعدد و متضاد میشوند و به دلیل عدم دسترسی به مشاغل پردرآمد مجبور به کار در مشاغل حاشیهای، نیمه وقت، غیررسمی و کم درآمد هستند و به عنوان قشر آسیبپذیر معرفی میشوند (کانل، برازیر، اوکتین، لوید جونز و پیزلی[49]، 2012؛ یوسفی لبنی و همکاران، 2020). این زنان به دلیل مشکلاتی مانند فقر، وضعیت اقتصادی-اجتماعی ضعیف و مسئولیتهای متعدد قادر به حفظ سلامت خود نیستند (شادابی و همکاران، 2021). با توجه به مطالب عنوان شده اینگونه برداشت میشود که زنان سرپرست خانوار به دلیل مشکلات وافری که در زندگی دارند از سطح سلامت روان و سرمایه روانشناختی پایینتری برخوردارند و مؤلفههایی همچون خودکارآمدی، تابآوری، امید و خوشبینی در این زنان در سطح پایینی قرار دارد. در همین راستا، نتیجه مطالعات جوادیان، حیدرپور یزدی و بهزادمنش (1396) و شریعتی مقدم، مقصودی و دانشوری نسب (1401) نشان داد گاهی اوقات عواملی مانند جنگ، طلاق، اعتیاد، مرگ همسر و غیره باعث تغییر ساختار خانواده و افزایش تعداد خانواده ها با سرپرستی زنان در سراسر جهان میشود. انتقال ناگهانی سرپرستی از شوهر به زن موجب به وجود آمدن شرایط جدید و وظایف مضاعف مانند از دست دادن درآمد، تربیت فرزندان و ایفای نقش دوگانه (پدر و مادر( برای زنان میشود. این شرایط میتواند سلامت روانی و خانوادگی زنان را به خطر بیندازد. زنان سرپرست خانوار به دلیل شرایط خاصی که دارند بیش از سایر زنان در مواجه با شرایط سخت و استرسزای زندگی قرار دارند. بنابراین ممکن است میزان تابآوری آنها در برابر مسائل و مشکلات زندگی کاهش یابد. بر این اساس میتوان اینگونه نتیجه گرفت که سرمایه روانشناختی در زنان سرپرست خانوار به دلیل شرایط خاص و مشکلاتی که این زنان با آن مواجهاند در سطح بسیار پایینی قرار دارد و این میزان از سرمایه روانشناختی قادر به تأثیر مستقیم بر کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار نیست؛ در نتیجه فرضیه پژوهش مبنی بر تأثیر سرمایه روانشناختی بر کیفیت زندگی در زنان سرپرست خانوار رد میگردد.
نتایج حاکی از آن بود که سرمایه روانشناختی تأثیر مثبت مستقیم بر حمایت اجتماعی ادراک شده در زنان سرپرست خانوار میگذارد. همخوان با این یافته، مطالعات حیاوی و کرمی (1401)، سیهاق (2021)، تانگ و همکاران (2023)؛ ما و همکاران (2023)، رن و همکاران (2024) نشان داد که حمایت سازمانی ادراک شده و سرمایه روانشناختی در ارتباط نزدیک با یکدیگر هستند.
در تبیین این یافته با تکیه بر مطالعه بهروز و همکاران (1402) میتوان گفت، برخوردار بودن از سرمایه روانشناختی افراد را قادر میسازد تا علاوه بر مقابلهی بهتر در برابر موقعیتهای استرسزا، کمتر دچار تنش شده و در برابر مشکلات از توان بالایی برخوردار باشند، به دیدگاه روشنی در مورد خود برسند و کمتر تحت تأثیر وقایع روزانه قرار بگیرند. لذا این افراد دارای سلامت روانشناختی بالاتری هستند و استرس کمتری را تجربه میکنند و یا در هنگام مواجهه با استرس از راهکارهای کارآمد استفاده نموده و یا از حمایت و کمک دیگران بهره ببرد. به عبارت دیگر، میتوان گفت، سرمایه روانشناختی با ایجاد تابآوری و مقاومت موفقیتآمیز در برابر موقعیتهای چالشانگیز که نقش مهمی در سازگاری فرد ایفا میکند به عنوان یک عامل مهم برای حل مشکلات و غلبه بر آنها به حساب میآید که زمینهی توان افزایی زنان سرپرست خانوار را ایجاد میکند و این افراد با خودکارآمدی، امیدواری، تابآوری و خوشبینی بالا هیجانات مثبتتری نیز تجربه میکنند و قادرند با برخورداری از این هیجانات مثبت با دیگران نیز ارتباط بهتری برقرار نموده و از حمایتهای آنها بهره ببرند. در همین راستا، نتیجه مطالعه خو، لیو و زینگ[50] (2022) نشان داد، افراد با سطوح بالاتر سرمایه روانشناختی (خودکارآمدی، امیدواری، تابآوری و خوشبینی) احتمالا بهتر میتوانند با مشکلات کار و زندگی کنار بیایند و حمایت عاطفی یا مادی رهبران، همکاران و اعضای خانواده را درک کرده و از آن بهره ببرند. با عنایت به مطالب عنوان شده اینگونه نتیجه گرفته میشود که سرمایه روانشناختی تأثیر مثبت و مستقیم بر حمایت اجتماعی ادراک شده دارد.
نتایج نشان حمایت اجتماعی ادراک شده تأثیر مستقیم بر کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار دارد. این یافته با نتایج مطالعات ژاو و همکاران (2022)، کائو و همکاران (2022)، کاهوئاس و همکاران (2023) و قربان پور لفمجانی (1398) همخوان میباشد؛ چرا که این محققان در پژوهش خود به این یافته رسیدند که رابطهی مثبت و معنیدار بین حمایت اجتماعی و کیفیت زندگی وجود دارد.
در تبیین تأثیر مستقیم حمایت اجتماعی ادراک شده بر کیفیت زندگی میتوان گفت، افرادی که حمایت اجتماعی کافی دریافت میکنند بهتر میتوانند بر مشکلات غلبه کنند و از نظر روانی با شرایط سخت و مشکلات بهتر سازگار شوند (کاراتاس و بوستانوگلو[51]، 2017). آنچنانکه هلگسون[52] (2003) معتقد است که حمایت اجتماعی روحیه را بهبود میبخشد، افراد را به مشارکت در فعالیتهای اجتماعی تشویق میکند، رفتارهای سلامتی را افزایش میدهد و به طور کلی کیفیت زندگی را بهبود میبخشد؛ چرا که. افراد در یک شبکه اجتماعی یکدیگر را به سمت رفتارهای سالم ترغیب میکنند. در همین راستا حامید، ریاض و محمود[53] (2018) این یافته را عنوان نمودند که حمایت خانواده و حمایت دوستان به عنوان منبع عشق، محبت، اعتماد، پذیرش، تشویق صمیمیت و مراقبت میتوان این نکته را به افراد یاد آوری کند که آنان برای دیگران ارزشمند هستند و این ادراک ارزشمندی منجر میشود افراد برای سلامتی و رفتارهای مرتبط با سلامتی بیشتر تلاش نمایند و کیفیت زندگیاشان بهبود یابد. در تأیید این نتایج، مطالعه نشان داد هر چه افراد از سمت خانواده، دوستان و دیگران بیشتر مورد حمایت قرار بگیرند بیشتر به فکر سلامت خود هستند و از کیفیت زندگی بالاتری برخوردارند.
یکی دیگر از نتایج این پژوهش عدم تأثیر مستقیم باورهای مذهبی بر کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار بود. ناهمخوان با این یافته اومارا و هاربی (2023)، لین و همکاران (2024) و آلوی و همکاران (2023) عنوان نمودند که کیفیت زندگی در افراد مذهبی در سطح بالایی قرار دارد.
در تبیین عدم تأثیر مستقیم باورهای مذهبی بر کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار اینگونه میتوان گفت که فقر و درآمد کم در زنان سرپرست خانوار منجر به باورهای مذهبی ضعیف در آنان گردیده است. آنچنانکه کانل و همکاران (2012) و یوسفی لبنی و همکاران (2020) عنوان نمودند زنان سرپرست خانوار پس از، از دست دادن همسر خود مجبور به ایفای نقشهای متعدد و متضاد میشوند و به دلیل عدم دسترسی به مشاغل پردرآمد مجبور به کار در مشاغل حاشیهای، نیمهوقت، غیررسمی و کمدرآمد هستند و به عنوان قشر آسیب پذیر معرفی میشوند. در ادامه نتیجه مطالعه میجور-اسمیت[54] و همکاران (2023) نشان داد، مدارک تحصیلی بالاتر، طبقه اجتماعی شغلی بالاتر، سطوح کمتر محرومیت و مالکیت خانه با افزایش دینداری و بالعکس مشکلات مالی اخیر، موقعیت روستایی در مقابل شهری، غیبت شریک زندگی (برای زنان همچون زنان سرپرست خانوار)، عدم دسترسی به ماشین و فقیر شدن خانواده با باورهای مذهبی ضعیف همراه بود؛ بنابراین میتوان اینگونه نتیجه گرفت که زنان سرپرست خانوار غالباً وضعیت اقتصادی و اجتماعی بالایی ندارند و این وضعیت اقتصادی پایین با سطح پایینتر باورهای مذهبی همراه است. با عنایت به این مطالب اینگونه نتیجه گرفته میشود که باورهای مذهبی در زنان سرپرستی در سطح پایینی قرار دارد و این میزان کم از باورهای مذهبی قادر به تأثیرگذاری بر کیفیت زندگی آنان نیست. بنابراین میتوان گفت، باورهای مذهبی در زنان سرپرست خانوار تأثیر مستقیم بر کیفیت زندگی آنان ندارد.
نتایج حاکی از آن بود که سرمایه روانشناختی تأثیری بر باورهای مذهبی زنان سرپرست خانوار ندارد. ناهمخوان با این یافتهی پژوهش مطالعات نارسا و ویجایانتی (2021) و وو و لی (2020) نشان دادند که که سرمایه روانشناختی بر مؤلفهی اعتقادات مذهبی تأثیر دارد.
در تبیین عدم اثرگذاری سرمایه روانشناختی بر باورهای مذهبی باید گفت سطوح پایین و ضعیف مؤلفههای سرمایه روانشناختی قادر به اثرگذاری بر روی باورهای مذهبی نبود. در همین راستا، نتیجه مطالعه فولر و ریان[55] (2020) نشان داد زمانی که زنان سرپرست خانوار میشوند مؤلفههای سرمایه روانشناختی در آنان کاهش مییابد چرا که زنان نسبت به مردان روحیه آسیبپذیرتری دارند و اگر در مواجهه با بحران تنها باشند تابآوریاشان پایین آمده و ناامید میشوند. در همین راستا، نتیجه مطالعه بیانی[56] (2023) نشان داد زنان سرپرست خانوار با چالشهای مختلفی مانند عدم حمایت اقتصادی، عاطفی و اجتماعی، سطح بالای استرس، محدودیت سواد و تجربه کاری و همچنین مراقبت از فرزندان خود مواجه هستند. که این عوامل ممکن است میزان امید و تابآوری آنها را کاهش دهد. با عنایت به مطالب عنوان شده، سرمایه روانشناختی زنان سرپرست خانوار آنچنان قوی نیست که بتواند بر باورهای مذهبی آنان اثر بگذارد.
نتایج پژوهش حاضر نشان داد که حمایت اجتماعی ادراک شده در رابطه سرمایه روانشناختی با کیفیت زندگی نقش میانجی ایفا مینماید. میر غضنفری و خوش اخلاق (1400)، شکر پورشفیعی و همکاران (1400)، قربانی و همکاران (1399)، پروندی و عارفی (1398)، کائو و همکاران (2022)، آلسوبای و همکاران (2019)، نتایجی همخوان با یافتهی این فرضیه دست یافتند
در تبیین نقش میانجی حمایت اجتماعی در رابطه سرمایههای روانشناختی با کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار میتوان با اتکاء به مدل اثر بافر، اثرات محافظتی حمایت اجتماعی را در موقعیتهای پرتنش زنان سرپرست خانوار تبیین نمود. نظریه حفاظت از منابع، بیان میکند که حمایت اجتماعی به عنوان یک تقویت کننده و عامل حفاظتی از منابعی به حساب میآید که افراد میتوانند برای اجتناب از ناراحتی و حفظ و برهم نخوردن تعادل منابع درونی خود به آن تکیه کنند (هابفول، تیرونی، هالمگرین و گرهارت[57]، 2016). همانطور که عنوان شد با تکیه بر نظریه حفاظت ازمنابع، حمایت اجتماعی ادراک شده در تلاش است تا تعادل منابع درونی که همان مؤلفههای سرمایه روانشناختی (تاب آوری، خوش بینی، امیدواری و خودکارآمدی) است را حفظ نماید. آنچنانکه نتایج مطالعات گوناگون نشان داد حمایت اجتماعی ادراک شده به طور مستقیم قادر به حفظ و ارتقاء مؤلفههای سرمایه روانشناختی از جمله تابآوری (آردان القوانا و هانوراوان[58]، 2022)، امیدواری (تائو[59] و همکاران، 2022)، خوشبینی (قیناقی، ثناگو و جویباری، 2018) و خودکارآمدی (چن، ژانگ، لوو و لو[60]، 2020) است. طبق تحقیقات کائو[61] و همکاران (2022) و دوان[62] (2016) بین این دو عامل محافظ بیرونی (حمایت اجتماعی ادراک شده) و داخلی (مولفههای سرمایه روانشناختی) همبستگی مثبتی وجود دارد که افراد را قادر سازد تا مکانیسمهای مقابلهای بسیار سازگار و توانایی داشته باشند تا بتوانند با موفقیت بر افسردگی و اضطراب غلبه کنند و علائم پریشانی روانشناختی را کاهش دهند. در همین راستا، تحقیقات هان[63] و همکاران (2017) نشان می دهد که حمایت اجتماعی افراد و سرمایه روانشناختی به طور قابل توجهی با سلامت روان آنها ارتباط دارد. با عنایت به مطالب عنوان شده میتوان اینگونه نتیجه گرفت که حمایت اجتماعی ادراک شده به عنوان یک منبع خارجی از منابع درونی فرد که همان مؤلفههای سرمایه روانشناختی حفاظت نموده و آنان را تقویت نموده و تقویت چهار مؤلفه سرمایه روانشناختی (تابآوری، خوشبینی، امیدواری و خودکارآمدی) با عملکرد بهتر (لوتانز و همکاران، 2007)، تعهد و رفاه بیشتر (سنتیسی و همکاران، 2020)، استرس و اضطراب کمتر (خو، پینگ، وانگ و لیو[64] (2022) و در نهایت کیفیت زندگی بالاتر تؤام است. با توجه به مطالب مذکور نقش میانجی حمایت اجتماعی در رابطه سرمایه روانشناختی با کیفیت زندگی تأیید شد.
در خصوص عدم نقش میانجیگرانه باورهای مذهبی در رابطه سرمایه روانشناختی با کیفیت زنان سرپرست خانوار باید گفت، باورهای مذهبی در زنان سرپرست خانوار که به هر دلیلی از جمله طلاق و از دست دادن همسر سرپرست خانواده شده اند نسبت به زنان عادی پایایی چندانی ندارد؛ به طوریکه میتوان گفت زنان سرپرست خانوار باورهای مذهبی ضعیفتری نسبت به زنان عادی دارند (برزگری و ابراهیمی، 1397) و دربرخی موارد مشاهده میشود با تغییر اوضاع این باورها کم و زیاد میشود؛ برای مثال ممکن است زنان سرپرست خانوار به علت مشکلات مالی، تعدد شغل و بار زیاد مسئولیت کمتر به امور مذهبی و دینی بپردازند و بیشتر زمان خود را صرف تأمین مایحتاج خانواده نمایند. درتأیید این یافته، پورکمالی (1395)، در پژوهشی عنوان نمود، زنان مطلقه که سرپرستی خانوار را برعهده دارند از تابآوری پایینتر و نگرش مذهبی ضعیفتری برخوردار هستند. با عنایت به اینکه باورهای مذهبی در زنان سرپرست به دلیل وجود مشکلات فراوانی که با آن دست و پنجه نرم میکنند، ضعیف است این مؤلفه نتوانست در رابطه سرمایه روانشناختی با کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار نقش میانجی ایفا نماید.
مهمترین محدودیت این پژوهش ﻋﺪﻡ ﺩﺳﺘﺮﺳﻲﺁﺳﺎﻥ ﺑﻪ زنان سرپرست خانوار و عدم همکاری آنان به دلیل ترس از احراز هویت بود. روش همبستگی جزء یکی از محدودیتهای تحقیق به حساب میآید؛ چرا که با این روش نتیجهگیری علی بین مؤلفهها مقدور نمیباشد. یکی دیگر از محدودیتهای این پژوهش روش نمونهگیری دردسترس بود که توسط محققین اتخاذ شد. به دلیل عدم دسترسی به فهرست اسامی تمام زنان سرپرست خانوار، امکان استفاده از روشهای نمونهگیری تصادفی وجود نداشت، بنابراین نمیتوان نمونه مورد پژوهش را نمونه معرف جامعه مورد نظر دانست. پیشنهاد میشود در تحقیقات آینده سایر پژوهشگران تحقیقی مشابه پژوهش حاضر بر روی نمونهای به غیر از زنان سرپرست خانوار همچون زنان مبتلا به سرطان و بیماریهای خاص انجام دهند. برای اعتباریابی نتایج پژوهش، پژوهشگران میتوانند مدل پژوهش را در حوزهها و سایر شهر ها بکار گیرند. همچنین پیشنهاد میشود در تحقیقات آینده نمونه پژوهش به شیوهی تصادفی و بر اساس لیست کاملی از زنان سرپرست خانوار انتخاب گردد. با توجه به نتایج حاصل از این پژوهش پیشنهاد میشود که گروههای حمایتی و انجمنهایی برای زنان سرپرست خانوار تحت پوشش کمیته امداد در جهت شناخت بیشتر افراد از احساسات و نگرانیهای یکدیگر و ابراز همدردی با هم در جهت افزایش منابع حمایت عاطفی و اطلاعاتی زنان سرپرست خانوار که لازمه ایجاد کیفیت زندگی مطلوب در آنان است، پیشنهاد میگردد. با توجه به ارتباط سرمایه روانشناختی با کیفیت زندگی زنان سرپرست خانوار، توجه هر چه بیشتر به ارتقای سرمایه روانشناختی در زنان سرپرست خانوار و برنامهریزی برای بهبود عوامل تأثیرگذار در برنامههای ارتقای کیفیت زندگی، ضروری به نظر میرسد.
تضاد منافع: نویسندگان هیچ گونه تضاد منافع را در مطالعه اعلام نکردهاند.
حامی مالی: نویسندگان اذعان می.کنند که هیچگونه حمایت مالی برای تمام مراحل مطالعه، نگارش و انتشار مقاله دریافت نکردهاند.
تشکر و قدردانی: محققین مایلند از تمامی افرادی که در مطالعه شرکت کردند، تشکر کنند.
[1] . Hong, Shin & Jung
[2] . Pruneti, Cosentino, Merisio & Berretta
[3] . Kwon& Kim
[4] . Coens
[5] . Xiong, Hai, Wang, Li & Jiang
[6] . Keener, Hall, Wang, Hulsey & Piamjariyakul
[7] . Santisi, Lodi, Magnano, Zarbo & Zammitti
[8] . Luthans, Luthans & Avey
[9] . Sabot & Hicks
[10] . Ahmad & Gaber
[11] . Cvitanovic & Hobday
[12] . Chen, Lin, Lin & Lo
[13] . Liao & Liu
[14] . Westerhof., Whitbourne, & Freeman
[15] . Harms, Krasikova & Luthans
[16] . Eagle, Hybels & Proeschold-Bell
[17] . Zhou, Ning, Wang, Wang, Han & Li
[18] . Chollou, Shirzadi, Pourrazavi, Babazadeh & Ranjbaran
[19] . Cahuas
[20] .Sihag
[21] .Tang, Wang, Zhou, Wang, Zhang & Lu
[22] .Ma, Zhu, Huang, Zhang, Tan & Luo
[23] . Ren
[24] . Cao
[25] . Alsubaie, Stain, Webster & Wadman
[26] . Oh
[27] . Gerson
[28] . Jameel, Panatik, Nabeel, Sarwar, Yaseen & Jokerst
[29] . Berglund, Lytsy, & Westerling
[30]. Omara & Harby
[31] . Lin, Chen, Lin, Cao & Chen
[32] . Alvi, Hussain, Afzal & Rahman
[33] . Narsa & Wijayanti
[34] . Wu & Lee
[35] . Pérez & Rohde
[36] . Durkheim
[37] .Lewis, DiGiacomo, Luckett, Davidson & Currow
[38] . Tabachnick & Fidell
[39] . The World Health Organization Quality of Life (WHOQOL)
[40] . Almarabheh
[41] . Scale of Perceived Social Support )SPSS(
[42] . Zimet, Dahlem, Zimet & Farley
[43] . Psychological Capital Questionnaire
[44] Luthans
[45] .Questionnaire of Religious Beliefs (ORB)
[46] .Jorje
[47] .Allport, Vernon & Lindzey
[48] . McLanahan & Beck
[49] . Connell, Brazier, O’Cathain, Lloyd-Jones & Paisley
[50] .Xu, Liu & Zeng
[51] .Karataş & Bostanoğlu
[52] .Helgeson
[53] . Hameed, Riaz & Muhammad
[54] . Major-Smith
[55] . Fuller & Lain
[56] . Beyene
[57] . Hobfoll, Tirone, Holmgreen & Gerhart
[58] . Ardan Alqu’ana & Hanurawan
[59] . Tao
[60] . Chen, Zhong, Luo & Lu
[61] . Cao
[62] . Duan
[63] . Han
[64] . Xu, Peng, Wang & Liu
- بهروز، مریم؛ مرعشیان، فاطمه السادات و علیزاد، مرجان. (1402). مدل علّی رابطه حمایت اجتماعی و سرمایه روانشناختی با توانمندسازی با نقش میانجی استرس ادراکشده در زنان سرپرست خانوار. فصلنامه علمی فرهنگی تربیتی زنان و خانواده، 18(63)، 134-115.
- جوادیان، سیدرضا؛ حیدرپور یزدی، مهرناز و بهزادمنش، مریم. (1396). اثربخشی آموزش هوش معنوی بر تابآوری زنان سرپرست خانوار در شهر یزد. پژوهشنامه مددکاری اجتماعی، 6(4)، 189-164.
- حیاوی، غزاله و کرمی، جهانگیر. (1401). اثر حمایت سازمانی ادراک شده بر اشتیاق شغلی و رفتار مدنی سازمانی با میانجی گری سرمایه های روان شناختی. مجله مطالعات روان شناسی صنعتی و سازمانی، 9(1)، 102-83.
- شریعتی مقدم، فاطمه؛ مقصودی، سوده و دانشوری نسب، عبدالحسین. (1401). پیشبینی تاب آوری بر اساس امیدواری و با واسطه گری شکرگزاری در زنان سرپرست خانوار در دوران کرونا. مجله دین و سلامت، 10(2)، 45-33.
- فرزانه جاجرمی، حسن؛ ستوده اصل، نعمت؛ کهساری، رضا؛ جهان، فائزه. (1400). ارائهی مدل علّی گرایش به رفتارهای پرخطر بر اساس نگرش مذهبی و سبکهای فرزند پروری والدین: با میانجیگری چشمانداز زمان. پژوهشهای روان شناسی اجتماعی، 11(42)، 52-35.
- فکور، احسان؛ صفوی، سیدزین العابدین؛ رستمی، بهرام؛ فقیه زاده، سقراط؛ آیت الهی، فضل اله و سرابی، کاظم. (1396). رابطه جهت گیری مذهبی بیرونی با خودکارآمدی و سلامت عمومی در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی زنجان. توسعه آموزش در علوم پزشکی، 10(26)، 59-49.
- قربان پور لفمجانی، امیر؛ یاقوتی، مرتضی و رضائی، سجاد. (1398). نقش میانجیگرانه حمایت اجتماعی در رابطه بین سرسختی روانی و احساس انسجام با کیفیت زندگی در کارکنان بیمارستانهای شهر قوچان. پژوهشهای روان شناسی اجتماعی، 9(34)، 140-119.
- وثوقی اصل، اصغر؛ ظهیری، هوشنگ و شربتیان، یعقوب. (1402). امنیت و احساس امنیت اجتماعی زنان سرپرست خانوار با تمرکز بر سرمایه فرهنگی و اجتماعی )مورد مطالعه: زنان تحت پوشش کمیته امداد امام خمینی سازمان بهزیستی شهر تهران در سال 1400. فصلنامه زن و جامعه، 14(53)، 176-163.
- Ahmadi, S., Amirmazaheri, A.A., & Saffarinia, M. (2022). Narrative Analysis of the Quality of Life of Female-Headed Households in the 19th District of Tehran in 2020. International Journal of Social Sciences, 12(1), 33-44.
- Ahmad, A. A., & Gaber, O. H. (2019). The relationship between death anxiety, level of optimism and religiosity among adult cancer patients: A predictive study. International Journal of Psychological Studies, 11(1), 26-35.
- Alvi, A. S., Hussain, I., Afzal, A., & Rahman, A. (2023). Religious Beliefs, Practices and Quality of Life among Cancer Survivors: A study on Cancer Survivor from Shaukat Khanam Cancer Hospital Lahore. Pakistan Journal of Humanities and Social Sciences, 11(2), 2672-2678.
- Badeleh shamooshaki, M.T., Mirbehbahani, N., Ariakhah, M., Latifizadeh, M., &Jahanshi N. (2020). Relationship between Religious Beliefs with Quality of Life and Resilience of Mothers with Children Suffering from Cancer. J Health Res Commun, 6 (3), 10-19. (persian).
- Bakhshalipour, V., & Miandehi Rudsari, H. (2022). The Relationship of Psychological Capital with Quality of Life and Social Health of Nurses Working in Treatment Centers of Guilan University of Medical Sciences. Iranian Journal of Culture and Health Promotion, 6(1), 102-109. (persian).
- Barzegari, M., & Ebrahimi, M.J, (2018). Religious beliefs and communication beliefs and demographic factors as predictors of success and failure in marital relationships in divorced and normal couples, National Conference on Psychology and Health with a Focus on Family and Healthy Living, Shiraz. (persian).
- Beyrami, M., Movahedi, Y., & Movahedi, M. (2015). The relationship between perceived social support and the feeling of social-emotional loneliness with internet addiction in university students. Social cognition, 3(6), 109-122. (persian).
- Cao, S., Zhu, Y., Li, P., Zhang ,W., Ding, C.,& Yang, D. (2022). Age Difference in Roles of Perceived Social Support and Psychological Capital on Mental Health During COVID-19. Front. Psychol. 13, 801241.
- Connell, J., Brazier, J., O’Cathain, A., Lloyd-Jones, M., & Paisley, S. (2012). Quality of life of people with mental health problems: a synthesis of qualitative research. Health and quality of life outcomes, 10, 1-16.
- Lewis, J. M., DiGiacomo, M., Luckett, T., Davidson, P. M., & Currow, D. C. (2013). A social capital framework for palliative care: supporting health and well-being for people with life-limiting illness and their carers through social relations and networks. Journal of pain and symptom management, 45(1), 92-103.
- Ma, H., Zhu, X., Huang, J., Zhang, S., Tan, J., & Luo, Y. (2023). Assessing the effects of organizational support, psychological capital, organizational identification on job performance among nurses: a structural equation modeling approach. BMC Health Services Research, 23(1), 806.
- Major-Smith, D., Morgan, J., Halstead, I., Tohidinik, H. R., Iles-Caven, Y., Golding, J., & Northstone, K. (2023). Demographic and socioeconomic predictors of religious/spiritual beliefs and behaviours in a prospective cohort study (ALSPAC) in Southwest England: Results from the parental generation. Wellcome Open Research, 7, 159.
- McLanahan, S., & Beck, A. N. (2010). Parental relationships in fragile families. The Future of children/Center for the Future of Children, the David and Lucile Packard Foundation, 20(2), 17.
- Pourkamali, T. (2016). Comparison of religiosity, resilience and toughness between divorced and ordinary women in Isfahan, Second International Congress on Community Empowerment in the Field of Counseling, Family and Islamic Education, Tehran. (persian).
- Ren, Y., Li, G., Pu, D., He, L., Huang, X., Lu, Q., ... & Huang, H. (2024). The relationship between perceived organizational support and burnout in newly graduated nurses from southwest China: the chain mediating roles of psychological capital and work engagement. BMC nursing, 23(1), 1-10.
- Shariati Moghadam, F., Maghsoodi, S., & Daneshvarinasab, A. (2023). Predicting Resilience Based on Hope Through the Mediation of Gratitude in Female Heads of Households During the Covid-19 Pandemic. Journal of Religion and Health, 10(2), 33-45. (persian).
- Shokrpoor., S, Khalatbari, J., & Ghorbanshiroudi, S. (2022). Predicting quality of life based on resilience, psychological toughness and social support with the mediating role of assertiveness in working women in Tehran. NPWJM, 10 (34), 22-29. (persian).
- Sihag, P. (2021). The mediating role of perceived organizational support on psychological capital–employee engagement relationship: a study of Indian IT industry. Journal of Indian Business Research, 13(1), 154-186.
- Tang, Y., Wang, Y., Zhou, H., Wang, J., Zhang, R., & Lu, Q. (2023). The relationship between psychiatric nurses perceived organizational support and job burnout: Mediating role of psychological capital. Frontiers in Psychology, 14, 1099687.
- Xu, H., Liu, X., & Zeng, P. (2022). The mediating role of social support in the relationship between psychological capital and depression among Chinese emergency physicians. Psychology Research and Behavior Management, 977-990.
- Yoosefi Lebni, J., Mohammadi Gharehghani, M. A., Soofizad, G., Khosravi, B., Ziapour, A., & Irandoost, S. F. (2020). Challenges and opportunities confronting female-headed households in Iran: a qualitative study. BMC women's health, 20, 1-11.
