نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دکتری روانشناسی، استادیار ، گروه آموزش روانشناسی و مشاوره، دانشکده علوم تربیتی، دانشگاه فرهنگیان، تهران، ایران.
2 کارشناسی ارشد روانشناسی بالینی، گروه روانشناسی، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه آزاد یاسوج، کهگیلویه و بویراحمد، ایران.
کلیدواژهها
عنوان مقاله English
نویسندگان English
Introduction: Female-headed households in underprivileged areas, due to economic and psychological hardships, are more vulnerable to emotional divorce and marital conflicts than others. The present study aimed to examine the direct and indirect effects of matrimonial expectations and differentiation on interpersonal sensitivity, with emotional divorce playing a mediating role, among women supported by the Imam Khomeini Relief Foundation in Yasuj.
Method: This applied research employed a descriptive-correlational design and structural equation modeling. Using convenience sampling, 200 women supported by the Yasuj branch of the Imam Khomeini Relief Foundation were selected during the years 2023–2024. Data were analyzed using correlation methods, path analysis, and the Sobel test. The instruments used in this study included the Interpersonal Sensitivity Measure (Boyce & Parker, 1989), the Marital Expectations Questionnaire (Omidvar et al., 2009), Differentiation of Self Inventory (Skowron & Friedlander, 1998), and the Emotional Divorce Questionnaire (Gottman & Silver, 1994).
Results: The path analysis results indicated that marital expectations and differentiation had both significant direct and indirect effects on the interpersonal sensitivity of women supported by the Imam Khomeini Relief Foundation in Yasuj. Moreover, emotional divorce significantly mediated the relationship between marital expectations and interpersonal sensitivity (indirect effect = 0.061, total effect = 0.243, p < 0.05). Emotional divorce also mediated the relationship between differentiation and interpersonal sensitivity (indirect effect = 0.065, total effect = 0.400), and this mediation was confirmed by a Sobel test statistic of 2.016 (p < 0.05).
Conclusion: Therefore, enhancing differentiation and moderating marital expectations can improve interpersonal sensitivity among female-headed households by reducing emotional divorce. The quality of marital relationships results from the interplay of individual, interpersonal, and systemic factors, and psychological interventions should adopt an integrated approach.
کلیدواژهها English
مقدمه
اهمیت و جایگاه زنان در هر کشور از شاخصهای اساسی توسعهیافتگی آن محسوب میشود (میری، قاسمی، کدخدا، خسروی، خسروی چاهک، صفاری، 1403). در این میان، زنان سرپرست خانوار به دلیل تنوع نقشهایی مانند تأمین معیشت غیررسمی، بهسختی قابلتعریف هستند و معمولاً با چالشهای اقتصادی و اجتماعی مواجهاند. این گروه که عمدتاً به علت طلاق، فوت، اعتیاد یا ناتوانی همسر به سرپرستی خانواده روی آوردهاند، اغلب به حمایتهای مستمر و محدود نهادهایی مانند کمیته امداد وابستهاند و در زمره اقشار آسیبپذیر جامعه قرار دارند (خطیبی و خدرایی، 1404)؛ چراکه طلاق همراه با تنش خانوادگی، مشکلات روانی - رفتاری متعددی برای زنان مطلقه ایجاد میکند (ایزدی، طهمورسی، حسینزاده تقوایی، صفارینیا و قراملکی، 1404) و کمیته امداد میتواند با ارتقای امید، خوشبینی، تابآوری و خودکارآمدی، کیفیت زندگی این زنان را بهبود بخشد (نامنی و صالحی، 1403).
در کنار چالشهای بیرونی، این زنان با مؤلفههای روانشناختی خاصی نیز روبهرو هستند. یکی از ویژگیهای بارز زنان سرپرست خانوار، حساسیت بینفردی است که بهصورت آگاهی و واکنش بیش از حد نسبت به رفتار و احساسات دیگران نمود مییابد (زکیخانی، شیرالی نیا و عباسپور، 1403). این ویژگی معمولاً با احساساتی مانند بیکفایتی، خودکمبینی و برداشتهای منفی مکرر از کنشهای اجتماعی همراه است (رزوالیوا و پولسکایا[1]، 2023). افراد دارای این ویژگی به دلیل ترس از طرد و انتقاد، خود را در روابط سرکوب کرده و به دنبال تأیید دیگران هستند که این امر منجر به روابط ناکارآمد، انزوا، بیاعتمادی و افسردگی میشود (برادران، میرزایی ملاطی، پارسامهر و طهماسبی، 1400). در چارچوب نظریه دلبستگی، منشأ این حساسیت به طرد به تعاملات اولیه مادر-کودک بازمیگردد و میتواند تا بزرگسالی ادامه یابد؛ این موضوع ممکن است به نارضایتی زناشویی، حسادت، کنترلگری و رفتارهای خصمانه نیز منجر شود (ویسوالینگام، مگسون، نیوینز، و نوربرگ[2]، 2024).
یکی از حوزههایی که حساسیت بینفردی در آن تأثیرگذار است، روابط زناشویی است. در این زمینه، «انتظارات زناشویی» بهعنوان ساختارهای ذهنی و شناختی درباره نقشها و تعاملات زوجی، نقشی تعیینکننده در رضایت یا نارضایتی از رابطه دارند (کلیپر[3]، 2020؛ رجبی و خانزاده، 1400). تحقیقات نشان میدهند که ناسازگاری انتظارات با واقعیت میتواند منجر به کاهش رضایت، سردی عاطفی و حتی طلاق عاطفی شود (هو، جیانگ و ونگ[4]، 2019). افراد با ویژگیهای هیجانی بارز، بیشتر در معرض انتظارات غیرواقعی قرار میگیرند که خود عامل تعارض و کاهش رضایت است (رشید، امر و فهد[5]، 2021). در نهایت، فاصله میان انتظارات و واقعیت زندگی مشترک میتواند منجر به سرخوردگی و افت کیفیت رابطه شود (نگوتی[6] و همکاران، 2022).
در همین راستا، «طلاق عاطفی[7]» نوعی گسست روانی، عاطفی و ارتباطی میان زوجین است که باوجود تداوم رسمی ازدواج، زندگی مشترک را از معنا تهی میسازد و با کاهش صمیمیت، احساس تنهایی در کنار همسر، تداوم تعارضات حلنشده و نبود رابطه جنسی معنادار همراه است (رئیسی، قاسمی و سالاریفر، ۱۴۰۲). در میان زنان سرپرست خانوار، این پدیده به شکلی عمیقتر نمود مییابد. فقدان حمایت عاطفی و مشارکت همسر منجر به افت شدید رضایت زناشویی میشود، بهگونهای که 5/40% از زنان متأهل غیرمطلقه در معرض این نوع طلاق، رضایت بسیار پایینی را تجربه میکنند (مهرابی، هاشم زهی و رونقی نوتاش، ۱۴۰۱). ازسویدیگر، بار مضاعف مسئولیتها موجب بروز افسردگی، فرسودگی روانی و کاهش سلامت معنوی میشود (خسروی، کربلایی هرفته، و فردین، ۱۴۰۳) و مشکلات اقتصادی ناشی از بیکاری یا بدهی همسر نیز این بحران را تشدید میکند (مصلاییراد و ملکیان، ۱۴۰۲). شیوع بالای طلاق عاطفی در زنان غیرمطلقه (5/59 %) بهویژه در زنان سرپرست خانوار (مهرابی و همکاران، ۱۴۰۱) حائز توجه است.
این در حالی است که بهبود صمیمیت زناشویی در زنان متأهل نیازمند تقویت مهارتهای تحمل پریشانی و تمایزیافتگی است (گنجیان، مردانی و ذاکری نصرآبادی، 1404). لذا، بهمنظور درک بهتر چرایی و چگونگی بروز این وضعیت، باید به مفهوم «تمایزیافتگی[8]» در نظریه بوئن[9] توجه کرد. این ویژگی به توانایی فرد در حفظ مرزهای روانی و استقلال فکری-عاطفی در روابط اشاره دارد و یکی از عوامل کلیدی در سلامت روان و دوام روابط زناشویی به شمار میرود (کلاتراوا، مارتینز، شوئرکولینز، داچسبالوس، و رودریگوز-گنزالز[10]، 2022؛ کرامر[11] و همکاران، 2022). سطوح پایین تمایزیافتگی با وابستگی عاطفی، اضطراب و آسیبپذیری روانی همراه است (کلاتراوا و همکاران، 2022). این ویژگی میتواند زمینهساز طلاق عاطفی و حساسیت بینفردی شود.
نگاه نظری به این متغیرها نیز حاکی از پیوند عمیق میان آنهاست. بر اساس نظریه نگاه نظری به این متغیرها نیز حاکی از پیوند عمیق میان آنهاست. بر اساس نظریه بایس و پارکر[12] (1989)، حساسیت بینفردی نوعی واکنش افراطی به بازخوردهای اجتماعی و ترس از طرد تلقی میشود (بیلینگ[13]، 2020). همچنین، از منظر روانکاوی و نظریه دلبستگی، روابط زناشویی در بزرگسالی بازتابی از تعاملات اولیه با والدین است که سبکهای دلبستگی را شکل میدهد (محمدی، 1398؛ محمدیان، بهرامی، گودرزی و صادقی، 1398). نظریه بوئن نیز طلاق عاطفی را میانجی بین تمایزیافتگی پایین و انتظارات غیرواقعبینانه میداند (حبیبی، شیرمردی، شیرالی نیا و فتحی، 1401). در چارچوب نظریههای اجتماعی مانند کنش متقابل نمادین و مثلث عشق استرنبرگ[14] نیز، نحوه ادراک روابط و تفسیر تعاملات نقش کلیدی در دوام رابطه دارد (محمدی، 1398).
یافتههای پژوهشهای تجربی، نقش مؤلفههایی مانند انتظارات زناشویی، تمایزیافتگی و حساسیت بینفردی را در کیفیت روابط زناشویی و بروز طلاق عاطفی نشان میدهند. در زمینه انتظارات زناشویی، حبیبی و همکاران (۱۴۰۱) تأثیر مستقیم آن بر طلاق عاطفی را گزارش کردند. همچنین، خانمحمدی، بزازیان، امیری مجد و قمری (۱۳۹۷) به رابطه معکوس بین این متغیر و طلاق عاطفی اشاره کردهاند که از طریق عملکرد خانواده نیز قابل تأثیر است. رشید، عمرو و فهد[15] (۲۰۲۱) نیز نشان دادند انتظارات زناشویی بالا، همراه با خودکارآمدی، میتواند طلاق عاطفی را پیشبینی کند. دررابطهبا تمایزیافتگی، علیجانی، نجفی و نظری (۱۴۰۱) گزارش دادند که این متغیر همراه با سرمایه روانشناختی، ۳۰٪ از واریانس طلاق عاطفی زنان را تبیین میکند. خسروی و همکاران (۱۴۰۰) دلزدگی زناشویی را بهعنوان میانجی میان تمایزیافتگی و گرایش به طلاق عاطفی معرفی کردند. همچنین، کلتا و مروز[16] (۲۰۲۳) نقش تمایز خود را در کاهش اضطراب، افزایش بخشش و مدیریت تعارضات زناشویی برجسته دانستهاند. در خصوص حساسیت بینفردی، پورمحسنی کلوری و همکاران (۱۴۰0) نشان دادند که این متغیر همراه با اضلاع مدل سهگانه خانواده، میتواند روابط و آشفتگیهای زناشویی را پیشبینی کند. هرچند امینی و آزرمی (۱۴۰۲) نقش میانجی آن را میان پیوند والدینی و عملکرد جنسی رد کردند، اما اثر مستقیم آن بر عملکرد جنسی بزرگسالان را تأیید نمودند. در مجموع، این یافتهها حاکی از آناند که انتظارات زناشویی و تمایزیافتگی از جمله پیشبینیکنندههای کلیدی طلاق عاطفی محسوب میشوند که از طریق تعاملات زوجین، بر حساسیت بینفردی نیز اثرگذارند. از اینرو، بررسی همزمان این متغیرها در قالب یک مدل علّی–پیشبینی، برای مطالعات نظری و کاربردی در روانشناسی خانواده اهمیت ویژهای دارد.
برایناساس، زنان سرپرست خانوار تحت پوشش نهادهای حمایتی، بهویژه در مناطق محرومی مانند یاسوج، با مشکلاتی از جمله فقر، نبود حمایت عاطفی و سطح پایین تمایزیافتگی روبهرو هستند؛ ازاینرو، احتمال بروز طلاق عاطفی و حساسیت بینفردی در آنها بالا است. وجود انتظارات زناشویی غیرواقعبینانه نیز بر پیچیدگی این وضعیت میافزاید. در نتیجه، پژوهش حاضر با هدف بررسی روابط بین متغیرهای مذکور، درصدد است با ارائه مدلی ساختاری، زمینه طراحی مداخلات آموزشی و روان اجتماعی را برای کاهش طلاق عاطفی و بهبود سلامت روان زنان سرپرست خانوار فراهم آورد (شکل 1). فرضیه اصلی این پژوهش آن است که انتظارات زناشویی و تمایزیافتگی با نقش واسطهای طلاق عاطفی، بر حساسیت بینفردی اثر مستقیم و غیرمستقیم دارند. فرضیههای اختصاصی باتوجهبه پیشینه عبارتاند از: 1-انتظارات زناشویی بر حساسیت بینفردی در زنان تحت حمایت کمیته امداد امام خمینی (ره) یاسوج اثر مستقیم دارد. 2-تمایزیافتگی بر حساسیت بینفردی در زنان تحت حمایت کمیته امداد امام خمینی (ره) یاسوج اثر مستقیم دارد. 3-انتظارات زناشویی با نقش واسطهای طلاق عاطفی بر حساسیت بینفردی در زنان تحت حمایت کمیته امداد امام خمینی (ره) یاسوج اثر غیرمستقیم دارد. 4-تمایزیافتگی با نقش واسطهای طلاق عاطفی بر حساسیت بینفردی در زنان تحت حمایت کمیته امداد امام خمینی (ره) یاسوج اثر غیرمستقیم دارد.
|
|
شکل 1-مدل مفهومی اولیه پژوهش
روش
الف - طرح پژوهش و شرکتکنندگان
پژوهش حاضر برحسب هدف، کاربردی و برحسب نحوه گردآوری دادهها توصیفی از نوع همبستگی است. جامعه آماری پژوهش حاضر، کلیه زنان تحت حمایت کمیته امداد امام خمینی (ره) یاسوج در محدوده زمانی سال 1402- 1403 است. باتوجهبه ضرورت وجود حداقل تعداد نمونه 100 نفر در پژوهشهای توصیفی (دلاور، 1402) و در روششناسی مدلیابی معادلات ساختاری لوهلین (2017) که حجم نمونه مطلوب را 200 نفر بیان کردند، به روش نمونهگیری در دسترس حجم نمونه 200 نفری انتخاب شد. روش جمعآوری اطلاعات به صورت میدانی با استفاده ازپرسشنامه بود. معیارهای ورود به پژوهش شامل گذشت حداقل یک سال از زندگی مشترک زوجین، نداشتن اختلالات روانی شدید بر اساس خوداظهاری، و تمایل به مشارکت در پژوهش بود. همچنین، ملاکهای خروج از مطالعه شامل انصراف از ادامه همکاری با محقق و ناقص یا نادرست بودن پرسشنامههای تکمیلشده توسط شرکتکنندگان در نظر گرفته شد. به عبارت دیگر، پس از دریافت معرفینامه از دانشگاه آزاد اسلامی واحد یاسوج و ارائه آن به کمیته امداد امام خمینی (ره) یاسوج، لیست مشخصات زنان سرپرست خانوار از این کمیته اخذ شد. با توجه به محدودیتهایی نظیر عدم دسترسی به گوشی هوشمند، مشکلات ارتباطی و سایر موانع، پژوهش به صورت تکمرحلهای و با روش نمونهگیری در دسترس انجام گرفت. اجرای پژوهش به دو شیوه آنلاین و مدادی-کاغذی صورت پذیرفت. پس از رعایت ملاحظات اخلاقی شامل تأکید بر محرمانگی اطلاعات، تضمین رازداری، اختیار کامل شرکتکنندگان و تعهد به ارائه نتایج در صورت تمایل، پرسشنامهها در اختیار نمونه آماری قرار داده شد. برای زنان بیسواد یا کمسواد، دادهها از طریق مصاحبه جمعآوری گردید. شرکت تمامی آزمودنیها با رضایت کامل و آگاهی از اهداف پژوهش انجام شد. به منظور حفظ حریم خصوصی، دادهها به صورت ناشناس و با کدهای شناسایی تحلیل شدند و به شرکتکنندگان اطمینان داده شد که اطلاعات صرفاً برای اهداف پژوهشی استفاده خواهد شد.
ب-ابزار
پرسشنامه انتظارات زناشویی[17]: این پرسشنامه که توسط امیدوار، فاتحیزاده و احمدی (1388) طراحی شده، شامل 32 سوال است و با استفاده از طیف لیکرت از همیشه (5) تا اصلاً (1) نمرهگذاری میشود. حداقل و حداکثر نمره 32 تا 160 است. این پرسشنامه در سه دستهبندی اصلی قرار میگیرد: 1-انتظار از همسر به عنوان دوست و حامی (سوالات 1، 4، 12، 16، 23، 30، 32)؛ 2-انتظار از زندگی زناشویی (سوالات 3، 7، 11، 15، 17، 21، 22، 25، 27، 28، 29)؛ 3-انتظار از یک رابطه ایدهآل (سوالات 2، 5، 6، 8، 9، 10، 13، 14، 18، 19، 20، 24، 26، 31). ضریب اعتبار این پرسشنامه با استفاده از روش آلفای کرونباخ برابر با 0.80 بهدست آمد (امیدوار، فاتحیزاده و احمدی، 1388). در این پژوهش ضریب آلفای کرونباخ برای هر یک از حیطههای فوق به ترتیب 75/0، 85/0، 93/0، و برای کل پرسشنامه 94/0 به دست آمد.
پرسشنامه حساسیت بینفردی[18]: این پرسشنامه توسط بایس و پارکر (۱۹۸۹) برای اندازهگیری حساسیت به طرد اجتماعی و حساسیت بینفردی طراحی شده است و شامل ۳۶ سؤال و پنج زیرمقیاس است: آگاهی بینفردی[19]، نیاز به تأیید[20]، اضطراب جدایی[21]، کمرویی[22]، و عزتنفس شکننده[23]. نمره کل این پرسشنامه نشاندهنده میزان حساسیت بینفردی فرد است که میتواند از ۰ تا ۱۴۴ باشد. نمرات بالاتر به معنای حساسیت بینفردی بالاتر و نمرات پایینتر نشاندهنده حساسیت پایینتر است. ﺑﺎﻳﺲ و ﭘﺎرﻛﺮ (١٩٨٩) آﻟﻔﺎی ﻛﺮوﻧﺒﺎخ را ﺑﺮای زیرمقیاسهای آﮔﺎﻫﻰ ﺑﻴﻦ ﻓﺮدی ٧٦/٠، ﻧﻴﺎز ﺑﻪ ﺗﺎﺋﻴﺪ ٥٥/٠، اﺿﻄﺮاب ﺟﺪاﻳﻰ٦٧/٠، ﻛﻤﺮوﻳﻰ ٦٣/٠ ، ﻋﺰت ﻧﻔﺲ ﺷﻜﻨﻨﺪه ٥٩/٠ و ﻛﻞ ﻣﻘﻴﺎس ٨٦/٠ ﺑﻪ دﺳﺖ آوردﻧﺪ. ﻫﻤﭽﻨﻴﻦ آﻧﻬﺎ رواﻳﻰ ﻫﻤﺰﻣﺎن اﻳﻦ آزﻣﻮن را ﺑﺎ آزﻣﻮن ﻗﻀﺎوت ﺑﺎﻟﻴﻨﻰ ﺣﺴﺎﺳﻴﺖ ﺑﻴﻦ ﻓﺮدی ﺑﺮاﺑﺮ ٧٢/٠ ﺑﺮآورد ﻧﻤﻮدﻧﺪ ﻛﻪ ﻧﺸﺎﻧﮕﺮ رواﻳﻰ ﻫﻤﺰﻣﺎن ﺑﺎﻻی اﻳﻦ ﭘﺮﺳﺸﻨﺎﻣﻪ اﺳﺖ. در اﻳﺮان آﻟﻔﺎی ﻛﺮوﻧﺒﺎخ اﻳﻦ ﭘﺮﺳﺸﻨﺎﻣﻪ در ﭘﮋوﻫﺶ خرمنیا، طاهری، محمدپور، فروغی، کریمزاده (1400) برای زیرمقیاسهای آگاهی بینفردی 70/0، نیاز به تأیید 51/0، اضطراب جدایی 58/0، کمرویی 58/0 و عزت نفس شکننده 70/0 و کل مقیاس 86/0 به دست آمد و روایی داخلی آن مورد تأیید قرار گرفت. در پژوهش حاضر میزان آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه 94/0 و برای زیرمقیاسهای آگاهی بینفردی 70/0، نیاز به تأیید 51/0، اضطراب جدایی 58/0، کمرویی 58/0، عزت نفس شکننده 70/0 بهدست آمد.
مقیاس تمایزیافتگی خود [24]: این مقیاس توسط اسکورون و فریدلندر (1998) با 46 سوال ساخته شد که بر روی افراد، روابط معنادارشان و روابط فعلی آنان با خانواده اصلی متمرکز است و چهار خرده مقیاس واکنشپذیری عاطفی (۱۱ سؤال)، جایگاه من (۱۱ سؤال)، گریز عاطفی (۱۲ سؤال) و همآمیختگی با دیگران (۱۲ سؤال) است. در پژوهش پاشاشریفی، معنویپور و عسکری (1393) روی ۴۲۳ دانشجوی تهران، پایایی کل پرسشنامه با استفاده از آلفای کرونباخ ۷۷/0 گزارش شد و پایایی خردهمقیاسها به ترتیب برای گریز عاطفی ۷۵۴/0، واکنشپذیری عاطفی ۶۹۰/0، همآمیختگی با دیگران ۵۵۷/0 و جایگاه من ۵۵۷/0 به دست آمد. همچنین روایی سازه از طریق تحلیل مؤلفههای اصلی با چرخش واریماکس تأیید شد و چهار عامل استخراجشده در مجموع 46/32% از واریانس کل را تبیین کردند (پاشاشریفی و همکاران، 1393).
پرسشنامه طلاق عاطفی[25]: پرسشنامه طلاق عاطفی (EDS) توسط گاتمن و سیلور[26] (۱۹۹۴) تدوین و در ایران توسط موسوی و رحیمینژاد (۱۳۹۴) ترجمه و اعتبارسنجی شده است و شامل ۲۴ عبارت درباره جنبههای مختلف زندگی زناشویی است که پاسخدهنده بهصورت «بله» یا «خیر» پاسخ میدهد؛ پاسخ «بله» ۱ امتیاز و پاسخ «خیر» صفر امتیاز دارد و دامنه نمرات از ۰ تا ۲۴ است. نمره ۸ بهعنوان نقطه برش و نشاندهنده خطر طلاق عاطفی در نظر گرفته شده است؛ همچنین، نمرات بالاتر نشاندهنده احتمال بیشتر طلاق عاطفی است. در نسخه ایرانی، روایی آن تایید شد و پایایی پرسشنامه با آلفای کرونباخ ۹۳/0 گزارش شده است (موسوی و رحیمینژاد، ۱۳۹۴؛ گاتمن و سیلور، ۱۹۹۴). در پژوهش حاضر نیز ضریب آلفای کرونباخ پرسشنامه ۹۱/0 به دست آمد.
دادهها با استفاده از آمار توصیفی (میانگین، انحراف معیار، فراوانی و درصد فراوانی) و آمار استنباطی شامل آزمون همبستگی، تحلیل مسیر با نرمافزار اسپیاساس 25 در سطح معنیداری 05/0 و مدلیابی معادلات ساختاری با استفاده از برنامه اسمارت پیالاس -3 تجزیه و تحلیل شد.
یافتهها
یافتههای دموگرافیک نشان دادند بیشترین تعداد افراد در نمونه، ۴۵ سال به بالا بودند (۹۰ نفر، ۴۵٪). پس از آن، گروه سنی ۴۰–۴۵ سال با ۵۹ نفر (۲۹٫۵٪)، گروه ۳۵–۴۰ سال با ۳۶ نفر (۱۸٪)، و کمترین تعداد در گروه ۳۰–۳۵ سال با ۱۵ نفر (۷٫۵٪) مشاهده شد. مدتزمان تحت پوشش شرکتکنندگان به سه دسته تقسیم میشود. بیشترین فراوانی مربوط به گروه بیش از ۴ سال با ۱۰۵ نفر (۵۲٫۵٪ از کل نمونه) بود که بیانگر سابقه طولانیتر اکثریت شرکتکنندگان در سیستم تحت پوشش کمیته امداد است. گروه ۲ تا ۳ سال با ۶۳ نفر (۳۱٫۵٪) و گروه ۱ تا ۲ سال با ۳۲ نفر (۱۶٪) در رتبههای بعدی قرار گرفتند. این دادهها حاکی از آن است که بیش از نیمی از شرکتکنندگان تجربه بلندمدتی (بیش از ۴ سال) در این زمینه داشتهاند. جدول زیر شاخصهای توصیفی متغیرهای موردمطالعه را نشان میدهد.
جدول 1. شاخصهای توصیفی متغیرهای مورد مطالعه
|
متغیر |
تعداد گویه |
میانگین |
انحراف معیار |
کمینه |
بیشینه |
|
انتظارات زناشویی |
32 |
02/115 |
67/17 |
00/70 |
00/160 |
|
46 |
44/188 |
08/33 |
00/104 |
00/267 |
|
|
طلاق عاطفی |
24 |
36/43 |
40/5 |
00/24 |
00/48 |
|
حساسیت بینفردی |
36 |
13/120 |
41/17 |
00/59 |
00/144 |
جدول 1 نشان میدهد متغیر انتظارات زناشویی دارای میانگین 02/115 و انحراف معیار 67/17، متغیر تمایزیافتگی دارای میانگین 44/188و انحراف معیار 08/33، متغیر طلاق عاطفی دارای میانگین 36/43 و انحراف معیار 40/5 و متغیر حساسیت بینفردی دارای میانگین 13/120 و انحراف معیار 41/17 میباشند. نتایج تحلیل همبستگی پیرسون نشاندهنده وجود رابطه مثبت و معنادار بین تمامی متغیرهای پژوهش است (01/0>p). بالاترین میزان همبستگی (852/0) بین تمایزیافتگی و انتظارات زناشویی مشاهده شد که در سطح 01/0 معنادار بود. پس از آن، طلاق عاطفی با انتظارات زناشویی (785/0) و تمایزیافتگی (656/0) همبستگی مثبت و معناداری داشت. متغیر حساسیت بینفردی نیز بیشترین ارتباط را با تمایزیافتگی (755/0) و سپس با انتظارات زناشویی (643/0) نشان داد. کمترین ضریب همبستگی متعلق به رابطه بین حساسیت بینفردی و طلاق عاطفی (509/0) بود (01/0>p). برای آزمون صحت مدل نظری تحقیق و محاسبه ضرایب تأثیر از روش مدلیابی معادلات ساختاری بوسیله نرم افزار PLS استفاده شده است.
شکل 2. مدل پژوهش با ضرایب استاندارد شده بار عاملی (ارزیابی مدلهای اندازهگیری)
در تحلیل مدل اندازهگیری، متغیر انتظارات زناشویی با سه گویه، بالاترین بارهای عاملی را نشان داد (بین 179/21 تا 824/27، میانگین 3/25) که بیانگر روایی همگرای بسیار قوی است. متغیر حساسیت بینفردی با پنج گویه، بارهای عاملی کمتری داشت (از 28/10 تا 39/21، میانگین 6/15) که گویه «کمرویی» با بار 386/21 بیشترین تأثیر را نشان داد. تمایز یافتگی نیز با چهار گویه، بازهای گسترده از بارهای عاملی (232/11 تا 774/31، میانگین 5/20) داشت و گویه «جایگاه من» با بار 774/31 به عنوان قویترین عامل شناسایی شد. این سه متغیر پیشبین، همگی از روایی و پایایی مطلوبی برخوردار بودند. اما در مورد متغیر وابسته «طلاق عاطفی» که شامل ۲۴ گویه است، بارهای عاملی بهطور قابل توجهی پایینتر و پراکنده بودند (683/1 تا 164/6، میانگین 8/9) که نشاندهنده عملکرد ضعیفتر این سازه در مقایسه با متغیرهای دیگر است. در مجموع، مدل اندازهگیری از روایی همگرای مطلوبی برخوردار است، اما متغیر وابسته نیاز به بازبینی و بهبود دارد.
جدول 2. شاخصهای پایایی و روایی واگرا مدل بیرونی
|
متغیرها |
انتظارات زناشویی |
تمایزیافتگی |
طلاق عاطفی |
حساسیت بینفردی |
ضریب آلفای کرونباخ |
ضریب پایایی ترکیبی |
AVE |
CR |
|
|
|
انتظارات زناشویی |
855/0 |
|
|
|
817/0 |
891/0 |
732/0 |
891/0 |
- |
- |
|
تمایزیافتگی |
384/0 |
760/0 |
|
|
755/0 |
844/0 |
578/0 |
844/0 |
- |
- |
|
طلاق عاطفی |
458/0 |
469/0 |
595/0 |
|
920/0 |
928/0 |
540/0 |
928/0 |
310/0 |
217/0 |
|
حساسیت بینفردی |
298/0 |
456/0 |
385/0 |
746/0 |
801/0 |
862/0 |
556/0 |
862/0 |
250/0 |
194/0 |
نتایج ارزیابی مدل اندازهگیری نشان داد که تمامی سازهها از پایایی و روایی مطلوب برخوردارند؛ بهطوری که ضرایب آلفای کرونباخ (۷۵۵/۰ تا ۹۲۰/۰) و پایایی ترکیبی (۸۴۴/۰ تا ۹۲۸/۰) همگی بالاتر از حد قابلقبول (۷۰۰/۰) بوده و بیشترین پایایی به طلاق عاطفی (α=۹۲۰/۰، CR=۹۲۸/۰) اختصاص داشت. همچنین، در همه سازهها مقدار CR از AVE بیشتر بود و مقادیر AVE (۵۹۵/۰ تا ۸۵۵/۰) نیز از مربع بیشترین همبستگی بین سازهها (حداکثر ۲۱۹/۰) فراتر رفت که بیانگر تأیید روایی همگرا و واگرای مدل است. ازسویدیگر، طلاق عاطفی و حساسیت بینفردی به ترتیب ۳۱ و ۲۵ درصد از واریانس مدل را تبیین کردند و با مقادیر Q² برابر ۲۱۷/۰ و ۱۹۴/۰، از قدرت پیشبینی مناسب برخوردار بودند. در نهایت، با میانگین اشتراکات ۳۳۵/۰، میانگین R² برابر ۲۸۰/۰ و شاخص برازش کلی GOF معادل ۳۰۶/۰، برازش کلی مدل پژوهش در سطح مطلوب و قوی تأیید شد.
شکل 3. مدل ساختاری پژوهش با ضرایب t-Values
باتوجهبه نتایج مدل فوق مقادیر t محاسبه شده بین تمامی متغیرهای مستقل و وابسته موجود در مدل بزرگتر از 96/1 بوده و در سطح 95 درصد معنادار هستند و بعبارتی مناسب بودن مدل ساختاری را نشان میدهد.
جدول 3. تحلیل نتایج فرضیه 1 و2
|
نوع تأثیر/رابطه |
ضریب مسیر |
عدد معناداری (آماره تی) |
جهت رابطه |
نتیجه |
|
انتظارات زناشویی←حساسیت بینفردی |
182/0 |
039/2 |
مثبت و مستقیم |
تأیید |
|
تمایزیافتگی ←حساسیت بینفردی |
335/0 |
236/4 |
مثبت و مستقیم |
تأیید |
نتایج آماری نشان میدهد انتظارات زناشویی تأثیر مثبت و معناداری بر حساسیت بینفردی دارد (039/2=t، 182/0=β)، بنابراین فرضیه اول تأیید میشود. همچنین، تمایزیافتگی نیز به طور معناداری باعث افزایش حساسیت بینفردی میشود (335/0=β) و فرضیه دوم نیز تأیید میگردد. علاوه بر اثرات مستقیم، انتظارات زناشویی و حساسیت بینفردی از طریق طلاق عاطفی به صورت غیرمستقیم نیز بر یکدیگر تأثیرگذارند که این تأثیر با آزمون سوبل بررسی شده است.
جدول 4. تحلیل نتایج فرضیه 3 و 4
|
مقدار آماره سوبل |
سطح معناداری |
میزان تأثیر |
نتیجه آزمون |
||
|
تأثیر مستقیم |
تأثیر غیرمستقیم |
تأثیر کل |
|||
|
979/1 |
047/0 |
182/0 |
061/0 |
243/0 |
تأیید شد |
|
016/2 |
043/0 |
335/0 |
065/0 |
400/0 |
تأیید شد |
آزمون سوبل نشان داد که طلاق عاطفی نقش میانجی معناداری در رابطه بین انتظارات زناشویی و حساسیت بینفردی دارد (تأثیر غیرمستقیم = 061/0، تأثیر کل = 243/0)، بنابراین فرضیه سوم تأیید شد. همچنین، طلاق عاطفی بهعنوان میانجی در رابطه بین تمایزیافتگی و حساسیت بینفردی نیز تأثیر غیرمستقیم معنادار دارد (آماره سوبل = 016/2، 05/0>p، تأثیر غیرمستقیم = 065/0، تأثیر کل = 400/0) و بدین ترتیب فرضیه چهارم نیز تأیید میشود (شکل 4).
شکل 4. مدل نهایی پژوهش
بحث و نتیجهگیری
هدف از انجام پژوهش حاضر بررسی تأثیر مستقیم و غیرمستقیم انتظارات زناشویی و تمایزیافتگی با نقش واسطهای طلاق عاطفی بر حساسیت بینفردی در زنان تحت حمایت کمیته امداد امام خمینی (ره) یاسوج بود. یافتهها نشان دادند که انتظارات زناشویی تأثیر مستقیم و معناداری بر حساسیت بینفردی دارد. این نتیجه با پژوهش پورمحسنی کلوری و همکاران (1400) همسو و با پژوهش امینی و آزرمی (1402) ناهمسو است که تفاوت نمونهگیری و تعاریف عملیاتی متغیرها احتمالاً عامل این اختلاف است. در تبیین آن میتوان بر اساس نظریه کنش متقابل نمادین (بایس و پارکر، 1989) گفت که انتظارات زناشویی از تفسیر رفتار و بازخوردهای اجتماعی شکل میگیرند و انتظارات غیرواقعبینانه باعث افزایش حساسیت بینفردی میشود که ناشی از ترس از طرد و انتقاد است. این پژوهش نشان میدهد که انتظارات زناشویی زنان تحت حمایت کمیته امداد امام خمینی (ره) در یاسوج، تأثیر مستقیم بر حساسیت بینفردی آنها دارد. انتظارات واقعبینانه و مثبت باعث تقویت ارتباط مؤثر با همسر و کاهش حساسیت و تعارضات میشود، در حالی که انتظارات برآوردهنشده، ناشی از ضعف مهارتهای ارتباطی یا اختلافات، حساسیت و مشکلات ارتباطی را افزایش میدهد. حساسیت بینفردی شاخص مهم سلامت روانی-زناشویی است که افزایش آن میتواند تنشها را شدت بخشد.
بعلاوه، پژوهش حاضر نشان داد که تمایزیافتگی تأثیر معناداری بر حساسیت بینفردی دارد (تأیید فرضیه دوم)؛. یافتههای این مطالعه با نتایج تحقیقات پیشین از جمله پژوهشهای علیجانی، نجفی و نظری (1401)، پورمحسنی کلوری و همکاران (1400)، خسروی و همکاران (1400) و کلتا و مروز (2023) همراستا است. در تبیین این یافته میتوان به نظریه سیستمهای خانواده بوئن اشاره کرد که بر اساس آن، تمایزیافتگی پایین با وابستگی هیجانی، ناتوانی در تفکیک احساس از فکر، و در نتیجه افزایش حساسیت به بازخوردهای منفی و نیاز به تأیید دیگران همراه است. افراد با تمایزیافتگی پایین در مواجهه با تعارضات، هیجانات خود را بهطور نامتعادل ابراز میکنند که این امر منجر به افزایش حساسیت بینفردی میشود (کلتا و مورز[27]، 2023: 363). این مطالعه نشان میدهد که تمایزیافتگی، یعنی توانایی حفظ استقلال هیجانی و فکری در روابط نزدیک، نقش مهمی در کاهش حساسیت بینفردی زنان تحت حمایت کمیته امداد در یاسوج دارد. زنان با تمایزیافتگی بالا هیجانات خود را بهتر مدیریت میکنند و تصمیمهای منطقیتری میگیرند. در مقابل، افراد با تمایزیافتگی پایین بیشتر تحت تأثیر هیجانات و نیازمند تأیید دیگران هستند. بنابراین، ارتقای تمایزیافتگی میتواند به بهبود سلامت روان و روابط اجتماعی زنان کمک کند.
علاوهبرآن، یافتههای پژوهشی نشان دادند طلاق عاطفی در رابطه بین انتظارات زناشویی و حساسیت بینفردی نقش میانجی دارد (تأیید فرضیه سوم). این یافته با نتایج مطالعات قبلی همچون حبیبی و همکاران (1401)، پورمحسنی کلوری و همکاران (1400)، خسروی و همکاران (1400)، خانمحمدی و همکاران (1397) و رشید، عمرو و فهد (2021) همراستا است. از منظر نظری، طبق نظریه مثلث عشق استرنبرگ، عدم تحقق مؤلفههای صمیمیت و تعهد (در نتیجه انتظارات برآوردهنشده) منجر به طلاق عاطفی میشود (محمدیان و همکاران، 1398). این نوع طلاق که نوعی گسست هیجانی در روابط است، زمینهساز افزایش حساسیت بینفردی در تعاملات زناشویی است. همچنین، این روند با نظریه مراحل روابط مارک نپ نیز مطابقت دارد، که طلاق عاطفی را نتیجه مراحل «محدودسازی» و «بیروح شدن رابطه» میداند (رشید و همکاران، 2021). مطالعه حاضر نشان میدهد که در میان زنان تحت حمایت کمیته امداد امام خمینی (ره) در یاسوج، انتظارات زناشویی از طریق طلاق عاطفی بهصورت غیرمستقیم بر حساسیت بینفردی تأثیر میگذارد. زمانی که انتظارات زناشویی برآورده نمیشود، بهتدریج نارضایتی و در نهایت طلاق عاطفی (یعنی فاصلهگیری عاطفی بدون جدایی قانونی) شکل میگیرد. این وضعیت موجب میشود زنان نسبت به رفتار و گفتار همسر خود حساستر شده و در نتیجه تنشها در روابط زناشویی افزایش یابد. در نتیجه، پیشگیری از طلاق عاطفی و کاهش حساسیت بینفردی مستلزم ارتقای مهارتهای حل تعارض و واقعبینانهسازی انتظارات زناشویی است.
بعلاوه، این پژوهش نشان داد که طلاق عاطفی نقش میانجی معناداری در رابطه بین تمایزیافتگی و حساسیت بینفردی ایفا میکند (تأیید فرضیه چهارم). یافتهها با نتایج تحقیقات پیشین (امینی و آزرمی، 1402؛ علیجانی و همکاران، 1401؛ خسروی و همکاران، 1399؛ کلتا و مروز، 2023) همخوانی دارد. این همراستایی با چارچوب نظری دلبستگی بالبی قابل تبیین است: افرادی با تمایزیافتگی پایین که اغلب دارای سبک دلبستگی اضطرابی یا اجتنابیاند، الگوهای درونی منفی مانند ترس از طرد یا احساس بیکفایتی را در روابط زناشویی بروز میدهند (محمدیان و همکاران، 1398). این الگوها مستعد شکلگیری طلاق عاطفی هستند که به نوبه خود حساسیت بینفردی را تشدید میکند (خسروی و همکاران، 1399). از منظر نظریه انتقال بیننسلی، نگرش مثبت به طلاق که از الگوهای ناپایدار خانوادگی نشأت میگیرد، میتواند چرخه طلاق عاطفی و حساسیت را تداوم بخشد (بیاتمختاری، 1392). به عبارت دیگر، بر اساس نظریه دلبستگی و مکانیسمهای هیجانی، افراد با تمایزیافتگی بالا توانایی بیشتری در تنظیم هیجانی دارند. این توانایی با کاهش واکنشپذیری نورونی در ناحیه آمیگدال و افزایش فعالیت قشر پیشپیشانی همراه است، که آن را به راهبردی کارآمد در مدیریت تنشهای بینفردی به طور مستقیم تبدیل میکند (ویسوالینگام و همکاران، 2024). در بُعد غیرمستقیم، طلاق عاطفی بهعنوان مکانیسم انطباقی، امکان فاصلهگیری موقت از روابط آسیبزا را فراهم میسازد. این سازوکار با مدل سازگاری هیجانی (هو و همکاران، 2019) همراستا است. در سطح خانواده، مطابق نظریه سیستمهای خانواده بوئن، تمایزیافتگی پایین با الگوهای ارتباطی ناکارآمد مانند مثلثسازی و برونریزی هیجانی مرتبط است که میتواند بهصورت بیننسلی منتقل شود (حبیبی و همکاران، 1401). طلاق عاطفی مزمن در این شرایط به تعمیق چرخههای اجتنابی و اضطرابی منجر میشود، بهویژه در زنان با حمایت اجتماعی محدود. از منظر اجتماعی-اقتصادی، عواملی مانند فشار مالی و فرهنگی و دسترسی محدود به حمایت اجتماعی، ظرفیت افراد را برای تنظیم هیجانی و مقابله با استرس تضعیف میکند (مصلایی راد و ملکیان، ۱۴۰۲). بنابراین، تمایزیافتگی، از طریق خودتنظیمی هیجانی و فاصلهگیری سازنده، نقش کلیدی در کاهش حساسیت بینفردی ایفا میکند.
این پژوهش با محدودیتهایی مواجه بوده که اعتبار و تعمیمپذیری نتایج را کاهش میدهد. محدودیت در دسترسی به جامعه هدف منجر به نمونهگیری غیرتصادفی شده و امکان تعمیم نتایج را محدود کرده است. همچنین، حساسیت موضوعاتی مانند طلاق عاطفی ممکن است باعث پاسخهای ناصادقانه و تحریف دادهها شده باشد. وجود متغیرهای کنترلنشده مانند وضعیت روانی و حمایت اجتماعی نیز میتواند نتایج را تحتتأثیر قرار داده باشد. تمرکز پژوهش بر گروهی با ویژگیهای خاص فرهنگی و اقتصادی، تعمیم نتایج به دیگر جوامع را دشوار میسازد. افزون بر این، ماهیت مقطعی مطالعه امکان بررسی تغییرات بلندمدت را فراهم نکرده و نتایج تنها وضعیت کنونی نمونه را نشان میدهد.
باتوجهبه یافتههای پژوهشی پیشنهاد میشود طراحی برنامههای آموزشی و مشاورهای بر تقویت مهارتهایی مانند تمایزیافتگی، مدیریت هیجان، ارتباط مؤثر و حل تعارض تمرکز داشته باشند. این برنامهها باید با هدف تنظیم انتظارات واقعبینانه زناشویی و افزایش خودآگاهی زنان، بهویژه در جوامع آسیبپذیر، اجرا شوند. همچنین، ادغام موضوع طلاق عاطفی در مداخلات روانشناختی و ارائه خدمات مشاوره فردی و گروهی میتواند به شناسایی زودهنگام و تعدیل این پدیده کمک کند. حمایتهای اجتماعی و اقتصادی از طریق سیاستهای جامع، نظیر کاهش فشارهای مالی و تقویت شبکههای حمایتی، نقش کلیدی در بهبود کیفیت زندگی زنان دارد. ایجاد فضای امن برای بیان تجربیات و همکاری با متخصصان روانشناسی نیز در کاهش حساسیت بینفردی مؤثر است. ارزیابی مستند برنامههای حمایتی و فرهنگسازی عمومی درباره اهمیت روابط سالم زناشویی از دیگر راهکارهای ضروری است. بعلاوه، انجام مطالعات طولی و بررسی تأثیر عوامل فرهنگی، اقتصادی، تحصیلی و جنسیتی بر انتظارات زناشویی و طلاق عاطفی پیشنهاد میشود. مطالعات آینده باید به نقش متغیرهای واسطهای مانند استرس و حمایت اجتماعی پرداخته و با مقایسه گروههای مختلف اجتماعی (مانند زنان شاغل و خانهدار)، برنامههای حمایتی هدفمندتری طراحی کنند.
شرکت آزمودنیها در این طرح با رضایت کامل انجام شد و دقت لازم در زمینه محرمانه بودن اطلاعات پرسشنامههای تکمیلی توسط افراد اعمال شد. به این منظور اطلاعات مربوط به این افراد بدون نام و تنها با کد شناساننده مورد تجزیهوتحلیل قرار گرفت. همچنین به آنان اطمینان داده شد که اطلاعات پرسشنامهها فقط مورداستفاده پژوهشی قرارخواهد گرفت.
تعارض منافع
در این پژوهش تعارض منافعی وجود ندارد.
تشکر و قدردانی
از کمیته امداد امام خمینی یاسوج و شرکتکنندگان پژوهش قدردانی میشود؛ این مقاله برگرفته از پایاننامه کارشناسیارشد با عنوان «پیشبینی حساسیت بینفردی بر اساس انتظارات زناشویی و تمایزیافتگی با نقش واسطهای طلاق عاطفی در زنان تحت حمایت کمیته امداد امام خمینی (ره) یاسوج» با کد 162903497 بوده است و بدون حمایت مالی سازمانی انجام شده است
[1]. Razvaliaeva, & Polskaya
[2]. Visvalingam, Magson, Newins, & Norberg
[3]. Klipper
[4]. Hou, Jiang, Wang,
[5]. Rasheed, Amr, Fahad
[6]. Ngo-Thi
[7]. emotional divorce
[8]. differentiation of self
[9]. Bowen
[10]. Calatrava, Martins, Schweer-Collins, Duch-Ceballos, & Rodríguez-González
[11]. Kramer
[12]. Bice & Parker
[13]. Bilgin
[14]. Sternberg
[15]. Rasheed, Amr & Fahad
[16]. Kaleta & Mróz
[17]. Marital Expectations Questionnaire
[18]. Interpersonal Sensitivity Measure (IPSM)
[19]. Interpersonal Awareness
[20]. Need for Approval
[21]. Separation Anxiety
[22]. Timidity
[23]. Fragile Inner-Self
[24]. the differentiation of self inventory (DSI-R)
[25]. Emotional Divorce Scale (EDS)
[26] . Gottman & Silver
[27]. Kaleta, & Mróz
