مقدمه

   رشد شتابان در زمینه­های علمی و پیدایش انواع فن­آوری در سالیان گذشته به نوعی انسان را به این باور رسانده بود که توانایی کنترل بر شرایط زندگی خود در رویارویی با حوادث گوناگون را دارد. امّا گاهی آدمی چنان مقهور توان عوامل دور از انتظار و ناشناخته ی طبیعت میشودکه عنان از کف میدهد و سرنوشت خود را درگستره ای از ابهام می بیند(شیوندی و همکاران، 1400). همه‎گیری کروناویروس در چند سال اخیر یکی از این پدیده­هایی بود که چالش­های بزرگی برای زندگی بشر به وجود آورد. در رویارویی با این چالش­ها، انسان تلاش کرده تا با انجام اقداماتی مانند افزایش آگاهی از بیماری­ها، قرنطینه­ی خانگی و ساخت واکسن با همه‎گیری این بیماری‎های عفونی مبارزه نماید (رود[1]وهمکاران، 2019). این تلاش­ها نتوانستند انسان را مقاوم سازند و پیامدهای جسمی و روانی چشم­گیری بر جای گذاشتند (بروکس^[2] و همکاران، 2020).

   دراین میان، با شیوع این بیماری در بسیاری از کشورهای در سراسر دنیا فعالیتهای آموزشی در مدارس به شدت با محدودیت روبرو شد (سلحشوری و همکاران^[3]، 2022 ، یااو^[4] و همکاران، 2021) . در حالی که روش‌های سنتی آموزش دیگر پاسخگوی نیازهای آموزشی در سطوح عالی نبود، آموزش با دگرگونی‎های سریع روبرو شد (لی‎^[5] و همکاران،2020) و چالش‌های چشم­گیری در حوزه تعلیم و تربیت ایجاد شد (میان و خان^[6]، 2020  و ساجد و آمگیان^[7]، 2020) و نظام آموزشی ایران نیز از این قاعده مستثنی نبود و با وجود ضعف شدید زیرساختی آموزش وارد فضای خانه شد. بر همین اساس، فشار ناشی از تحصیل فرزندان از یک سو و فشارهای ناشی از اضطراب ابتلا و مرگ و میر ناشی از کروناویروس از سوی دیگر موجب ایجاد بار فشار روانی گسترده برای همه افراد خانواده و به ویژه مادران شد. وانگ^[8] و همکاران، (2021) نشان دادند که بسیاری از زنان در دوره گسترش پاندمی کروناویروس پریشانی روانی مشهودی را گزارش کرده‎اند. مادران در طول همه‎گیری بیماری کروناویروس نسبت به مردان استرس بیشتری را در قبال مسئولیت‎های مراقبت از کودکان تجربه کرده­اند و به همین سبب، مادران دارای این تجارب ممکن بوده است در معرض خطر بیماری روانی و رفتارهای پرخطر مانند افزایش مصرف مواد در طول همه‌گیری قرار بگیرند (دیووتو^[9]، 2022). بائو^[10] و همکاران(2020) در بررسی های خودنشان دادند که وحشتزدگی، اضطراب، افسردگی، ترس، انکار و ناامیدی اساسی­ترین واکنشهای روانی آسیب زا در افراد در معرض شیوع همه‎گیری کرونا بوده اند. از این رو، شناسایی دقیق عوامل اثرگذار بر کاهش پریشانی روانی مادران در دوره استرس زا حائز اهمیت است و بر این اساس، اثرات حمایت خانوادگی ادراک‎شده، ارتباط بین‎فردی و گشودگی به تجارب جدید در این مطالعه مورد توجه قرار خواهد گرفت.

   حمایت خانوادگی ادراک‎شده مادران یکی از عواملی است که از دید پژوهشگر گمان می‎رود بتواند بر پریشانی روانی این افراد در ایام پر مخاطره اثرگذار باشد. در حقیقت، در فرهنگ ایرانی، حمایت خانواده مهم­ترین سطح حمایت اجتماعی است که اثرات مشهودی بر عملکرد زنان دارد. حمایت اجتماعی، از جمله حمایت اعضای خانواده، همکاران، دوستان، همسایگان، متخصصان و سازمان ها برای سلامت روان مادران بسیار اهمیت دارد (ژیه^[11] و همکاران، 2010) و حمایت خانواده به طور گسترده به عنوان یک عامل کلیدی در کاهش افسردگی زنان معرفی شده است (ایزابل^[12] و همکاران، 2019). همسران اغلب به عنوان مهمترین منبع حمایت اجتماعی تصور می‎شوند و پس از آن، دیگر اعضای خانواده و سپس دوستان در نظر گرفته می‎شوند (گاریپی ^[13] و همکاران، 2016). سطوح حمایت خانواده ادراک شده می‎تواند بر نحوه برخورد و سازگاری زنان با رویدادهای استرس‎زا و در نتیجه کاهش اثرات منفی بر سلامت روان و جسم اثر بگذارد (رن^[14] و همکاران، 2014). در این راستا، در شرایط بحرانی نیز که اعضای خانواده زمان زیادی را با هم می­گذرانند، مادرانی که حمایت ناکافی خانواده را تجریه می­کنند با احتمال بیشتری از پریشانی روانی رنج می­برند؛ که با علائمی مانند اضطراب، بی­خوابی، آشفتگی، علائم جسمانی و اختلال استرس همراه است. ولی حمایت ادراک‎شده از سوی اعضای خانواده دارای همبستگی منفی با علائم افسردگی، اضطراب و نشانه های اختلالات پس از سانحه است (وانگ و همکاران، 2021). اعضای خانواده همواره به عنوان مهمترین منبع حمایت اجتماعی به شمار می­روند، درحالی که دوستان کمتر حمایتی را فراهم می­سازند. از سوی دیگر حمایت عاطفی هم از سوی اعضای خانواده و هم از سوی دوستان در شرایط بحرانی همواره بروز می­کند (اوراضی­زاده، 1400). از دیگر عوامل روابط بین‎فردی است که به عنوان دیگر متغیر در این تحقیق بر این موضوع دلالت دارد که نوعی فرآیند تلقی می­شود که بر اساس آن افراد اطلاعات و احساسات خود را از راه پیام‌های کلامی و غیرکلامی به افراد دیگر منتقل می کنند. این توانایی موجب تقویت رابطه گرم و صمیمی با دیگران، حفظ و ارتقای سلامت روانی، قطع روابط ناسالم، حل مسائل و مشکلات خود با دیگران و رفع تضادها و تعارض‌ها می‎شود(ورنر بیرهوف^[15]، 2000؛ ترجمه صدقی‎نژاد، 1392). رابطه مثبت با مولفه­هایی مانند سطح بالای اعتماد، ارتباط مثبت و سطح پایین بیگانگی نوعی عامل محافظتی برای کاهش رفتارهای نامناسب است (جین^[16] و همکاران، 2014). در شرایط بحرانی نیز، برقراری ارتباط مثبت میان مادران و فرزندان می‎تواند باری از روی دوش مادران بردارد و از فشار روانی آنان بکاهد. چاکرابوتوری^[17] و همکاران(2020) نشان داده اند که در هنگامه گسترش همه‎گیری کرونا در میان زوجین، پریشانی روان‌شناختی با جنبه‌های منفیِ ارتباط بین فردی مانند مشاجره با یکدیگر، اختلاف نظر، اشاره به ایرادات، تحت فشار قرار گرفتن، تسلط جویی و خشونت با شریک زندگی و جنبه های مثبت آن مانند درک بهتر از یکدیگر، احساس اعتماد، احساس خوب، دریافت و بازخورد پیوند داشته است. گشودگی به تجربه متغیر دیگری است که در این پژوهش مورد مطالعه قرار گرفته است، زیرا گمان می­رود که مادران دارای این ویژگی در دوران پاندمی کروناویروس در ارتباط با فرزندان خود با روی گشوده روبرو می­شوند و کمتر در معرض فشارهای روانی قرار می‎گیرند (سالیبهاین^[18] و همکاران، 2018). هر فرد ، دارای ویژگی‎های شخصیتی متفاوتی برای متمایز ساختن خود است که رفتار وی را در موقعیت­های مختلف نشان می­دهد (میلر^[19]، 2016). بسیاری از محققان بر نظریه پنج ویژگی شخصیتی اصلی، یعنی برون­گرایی، توافق‎پذیری، گشودگی، وظیفه شناسی و روان­رنجوری صحه نهاده­اند که توسط کاستا و مک­کری گسترش یافت (یانوس^[20] و همکاران، 2018). در این میان، گشودگی به تجربه نوعی ساختار شخصیتی است که با ابعادی همچون ذهن باز، کنجکاو و غیرسنتی تعریف و در برابر متعارف و ساختارگرابودن توصیف می‌شود (آنگورن و آکگان^[21]، 2022). تحقیقات مختلف ارتباط مثبتی بین سلامت روان و ابعاد شخصیتی در مدل پنج عاملی شخصیت نشان داده است که شامل وظیفه‌شناسی، توافق‌پذیری، روان رنجوری، برون‌گرایی و گشودگی به تجربه است (کوتوف^[22]، و همکاران،2010).

شکل1. مدل مفهومی پژوهش

   در خانواده‎های دارای دانش­آموزان نوجوان با توجه به این که این گروه سنی در دوره حساسی قرار دارند و به نوعی احساس خودمختاری میکنند، نوعی چالش میان این گروه از فرزندان با پدر و مادر به وجود میآید که فشار روانی بسیاری بر مادران وارد میکند. بدین سبب، ضرورت شناسایی عوامل میانجی در این روابط وجود دارد؛ که در این مطالعه بر ویژگی بخشش در مادران تمرکز شده است.محققان در تعریف و اندازه­گیری بخشش به کاوش در زیرلایه­های رشدی، شخصیتی و اجتماعی پرداخته­اند و همچنین در ارزیابی ارزش آن برای بهزیستی فردی و اجتماعی و در طراحی مداخلات برای ترویج بخشش پیشرفت شایانی داشته­اند (فاضلی و همکاران 1400). با وجود این که اهمیت بخشش در بسیاری از سنت­های دینی مورد تاکید قرار گرفته است، ولی نظریه­پردازان اجتماعی و دانشمندان علوم رفتاری نیز در سالیان اخیر تا حدودی بخشش را مورد مطالعه قرار داده­اند (فریدمن و زریفکار^[23]، 2016). تعریفی واحد از این سازه وجود ندارد. بخشش یک فرآیند چندوجهی است که شامل تصمیم گیری برای کنار گذاشتن نیت ها و رفتارهای منفی نسبت به یک متخلف و همچنین، جایگزینی احساسات مثبت به جای منفی نسبت به دیگران است (کوودن^[24] و همکاران، 2019). همچنین، بخشش بازتاب قدرت انسانی و تفکر مثبت (مالتبی^[25] و همکاران، 2004) و نوعی گذشتن از خطا و پیامدهای آن است که در یک فرد با انگیزه‎ی کسب آرامش درونی، بهبود روابط با طرف مقابل یا انجام رفتاری ارزشی صورت میگیرد و رهایی از احساس منفی، غلبه بر رنجش حاصل از بدی و پرهیز از تلافی نسبت به فرد خاطی را به دنبال دارد. بخشش به عنوان راهبردی مثبت برای کنار آمدن با تخلف از راه جهت‎دهی مجدد افکار، هیجانات و اعمال نسبت به فرد خطاکار صورت میگیرد (بَری^[26] و همکاران، 2005) و به عنوان یکی از عوامل اصلی ایجاد شادکامی بیان شده است که به کاهش مشکلات روانی می انجامد (دانش­پایه و همکاران ، 1399). شیرین­کار و همکاران (1394) در بررسی های خود نشان داده اند که بخشش می‎تواند بر مشکلات روانی مانند افسردگی و نشخوار فکری اثرگذار باشد.

   بر اساس آن چه گفته شد، ضرورت شناسایی عوامل اثرگذار بر پریشانی روانی مادران در دوران گسترش پاندمی کروناویروس حائز اهمیت است، زیرا تنش ناشی از درگیری میان مادران با فرزندان نوجوان جهت اشتغال ذهنی به امور درسی و دیگر مسائل نوجوانی می‎تواند زمینه­ساز ایجاد مشکلات سلامت­محور برای مادران گردد و از این رو، در این مطالعه بر بخشش تمرکز خواهد شد (شکل 1)، زیرا بخشش اغلب در فضای رابطه­ای رخ می­دهد و یک عنصر کلیدی برای بازیابی و حفظ روابط صمیمی به شمار می‎رود که می‎تواند زمینه­ساز بهبود سطح بهزیستی فردی به ویژه در شرایط دشوار باشد (کوودن و همکاران، 2019). از سویی، بخشش جایگاه خاصی در روانشناسی مثبت­گرا، به عنوان راه­حلی برای کاهش اثرات زیان‎بار اشتباهات بین‎فردی و تعدیل شرایط روانی نامطلوب دارد و همچنین، چون بخشش از دین نشأت می‎گیرد (صفارنیا^[27] و همکاران، 2016) و خانواده و جامعه کنونی ما مبتنی بر ریشه‎های مذهبی نیرومند بنا نهاده شده است، پس تلاش برای شناسایی اثرات عوامل ریشه­یافته از دین می­تواند زمینه­ساز شناسایی راهکارهای عملی در جهت انسجام نهاد خانواده باشد. بر این اساس، پژوهش حاضر با هدف پاسخ به این پرسش به انجام رسید که آیا مدل پریشانی روانی مادران دارای فرزند در حال تحصیل بر اساس حمایت خانوادگی ادراک‎شده، ارتباط بین‎فردی و گشودگی به تجارب جدید با میانجی‎گری بخشش از برازش لازم برخوردار است؟

روش

 این پژوهش از نظر هدف ، از نوع کاربردی و از حیث ، توصیفی از نوع همبستگی بود. جامعه آماری  شامل مادران دارای فرزند نوجوان در حال تحصیل ساکن درشهرستان ملارد، سال تحصیلی 1403-1402 بود. حجم نمونه با استفاده از فرمول مولر برای جامعه موردنظر برابر با 345 نفر محاسبه شد. زیرا از نظر مولر (2006؛ به نقل از قاسمی، 1391 در معادلات ساختاری برای تعیین نمونه باید از نسبت حجم نمونه به پارامتر آزاد (تعداد گویه) به نسبت 5 به 1 استفاده کرد که در این مطالعه چون 69 گویه برای گردآوری داده­ها به کار رفته است، حجم نمونه 345 به دست آمد که از بین مدارس شهرستان ملارد انتخاب گردید. روش نمونه گیری به صورت خوشه ای انجام گرفت. تحلیل آماری با استفاده از نرم افزار SPSS24و LIZREL8.8 انجام گرفت. ملاک ورود شامل رضایت آگاهانه، داشتن فرزند نوجوان دانش آموز و داشتن سکونت در محدوده جغرافیایی پژوهش و ملاک خروج کامل نبودن پاسخ ها به ابزارپژوهش و نداشتن فرزند نوجوان دانش اموز  و عدم سکونت در شهرستان ملارد  بود ملاحظات اخلاقی شامل رضایت آگاهانه ، آگاهی شرکت کنندگان از اهداف، حفظ محرمانگی بود. جهت گردآوری داده ها از پرسشنامه های زیر استفاده شد. تجزیه و تحلیل داده‌ها از مهمترین مراحل انجام مطالعات پژوهشی مبتنی بر گردآوری داده است. در این پژوهش، در نرم‌افزار SPSS از جداول توصیفی مشتمل بر فراوانی و درصد فراوانی برای بررسی متغیرهای جمعیت‎‏شناختی و شاخص های میانگین و انحراف معیار برای توصیف متغیرهای پژوهشی بهره گرفته شد. همچنین، به منظور تدوین مدل و آزمودن فرضیه های پژوهشی از نرم‌افزار لیزرل استفاده گردید.

ابزارهای پژوهش

الف) پرسشنامه بخشش هارتلند[28](HFS): مقیاس توسط تامپسون و همکاران(2002، به نقل از تامپسون و اشنایدر،2005) ساخته شد. این مقیاس یک ابزار مداد کاغذی خود گزارشی است و 18 گویه دارد. این مقیاس از سه خرده مقیاس بخشش خود (6 گویه)، بخشش دیگران(6 گویه) و بخشش موقعیت(6گویه) تشکیل شده است. گویه ها روی یک مقیاس 7 درجه ای از1(تقریبا همیشه غلط) تا 7(تقریبا همیشه صحیح) از سوی آزمودنیها رتبه بندی میشوند. مقیاس بخشش کلی نیز از مجموع نمره های خرده مقیاسها محاسبه میشود. 9 گویه از این18 گویه( 2،4،6،7،9،11،13،15 ، 17)4) به صورت معکوس نمره گذاری می شوند. پایایی مقیاس به روش آلفای کرونباخ در تحقیقات اولیه برای مقیاس گرایش به بخشش کلی در دامنه ای بین84/0 تا 87/0 و برای خرده مقیاس های خود دامنه ای بین 71/0 تا 83/0 به دست امد(تامپسون و همکاران، 2002، به نقل از تامپسون و اشنایدر،2003)..در تحقیق دانش‎پایه و همکاران (1399) پایایی این پرسشنامه بر اساس ضریب آلفای کرونباخ برابر با 84/0 محاسبه شد و روایی ملاکی آن مورد تایید قرار گرفت. پایایی این پرسشنامه در پژوهش حاضر بر اساس ضریب آلفای کرونباخ برابر با 81/0 محاسبه شد

ب) مقیاس پریشانی روانشناختی کسلر^[29] (K10):   این مقیاس برای شناسایی اختلالات روانی در جمعیت عمومی تدوین شده است. و دارای 10 آیتم بوده که پریشانی روا نشناختی را به صورت ساز های تک بعدی مورد بررسی قرار میدهد.. این مقیاس بر روی یک طیف لیکرت 5 گزینهای از هیچوقت )نمره صفر( تا همیشه )نمره چهار( قرار دارد. حداکثر نمره برای این آز مون 40 و حداقل نمره صفر است. کسلر و همکاران (2002 ) میزان روایی محتوای مقیاس ر175/0 و ضریب پایایی مقیاس را به روش آلفای کرونباخ گزارش کرد ه اند(عثمان و همکاران،2022). این مقیاس در ایران توسط یعقوبی(1394) مورد روا سا زی قرار گرفت. روایی محتوایی این مقیاس توسط یعقوبی70/0 به  دست آمد. همچنین برای بررسی پایایی مقیاس از روش آلفای کرونباخ استفاده کرد که این میزان در نمونه ایرانی93/0 گزارش شده است. در پژوهش حاضر میزان پایایی به روش آلفای کرونباخ81/0 به دست آمد.

ج) پرسشنامه روابط بین‎فردی[30] (QRI): این پرسشنامه جهت سنجش کیفیت روابط توسط پیرس و همکاران (1991) ساخته شده است. که براساس یک مقیاس لیکرت چهار درجه ای )هیچ، کم،متویط، زیاد) در دامنه ای از 0 تا 4 نمره گذاری می شود. این پرسشنامه شامل 29 پرسش است که در ویرایشهای بعدی 4 ماده آن حذف شده و در نهایت 25 ماده باقیمانده است.  دارای سه خرده مقیاس (حمایت اجتماعی ادراک شده، تعارضهای بین فردی و عمق روابط)  می باشد. حسینی قدمگاهی(1376) با ترجمه و تنظیم مجدد و تغییراتی در شکل و محتوای فرم ترجمه شده قبلی اقدام به محاسبة اعتبار این پرسشنامه از طریق بازآزمایی کرده و ضریب  83/0 برای کل پرسشنامه به دست آورد. پیرس و همکاران() اعتبار این پرسشنامه را از طریق بازآزمایی بررسی کرده و ضریب84/0 را برای کل پرسشنامه گزارش دادند. برای حمایت اجتماعی71/0 برای عمق روابط70/0 و برای روابط تعارضی 83/0 محاسبه شد(خسروی و همکاران،1394). در پژوهش حاضر نیز اعتبار پرسشنامه با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ محاسبه گردید که مقدار آن برای کل آزمون77/0، خرده مقیاس والدین 82/0 و خرده مقیاس دوستان 64/0 بدست آمد.

د) پرسشنامه شخصیتی نئو[31] (NEO): ین پرسشنامه در سال 1992 توسط کاستا و مک‎کری[32] ساخته شد. این ابزار دارای پنج عامل اصلی است که عبارت از : نوروزگرایی، برونگرایی، گشودگی به تجربه، توافق و وجدانی بود. شیوه نمره گذاری این آزمون از نوع لیکرت 5 درجه ای( کاملا موافقم=1 تا کاملا مخالفم= 5) می باشد. کاستا و مک کری(1992) ضریب آلفای کرونباخ را برای مولفه های این پرسشنامه بین 68/0 تا 86/0گزارش کردند( مک کرا و کاستا، 2004). در ایران روایی سازه ابزار را با روش تحلیل عاملی اکتشافی بررسی و نتایج حاکی از وجود 5 عامل روان رنجورخویی، برون گرایی، گشودگی، سازگاری و وظیفه شناسی بود و پایایی را با روش آلفای کرونباخ برای ابعاد در دامنه 79 /

تا 89 / 0 گزارش کردند(مجتهدی و عاشوری،1395). پایایی را با روش آلفای کرونباخ برای ابعاد به ترتیب 85 / 0 ، 83 / 0 ، 74 / 0 ، 76 / 0 و 89 / 0 گزارش کردند.ضریب آلفای کرونباخ در این مطالعه برای هریک از عوامل اصلی روان آزردگی خویی، برون گرایی، توافق پذیری، گشودگی و با وجدان بودن به ترتیب85/0، 74/0، 55/0، 69/0، 88/0 گزارش شد.

ه) مقیاس حمایت اجتماعی ادراک‎شده^[33](MSPSS): این مقیاس، مشتمل بر 12 ماده است که سه مؤلفه: حمایت ادراک شده از سوی خانواده ( 4 ماده، 3 ،8 و 11)، حمایت ادراک شده از سوی افراد مهم(4 ماده، 1 ، 2 ، 5 و 10 )، و حمایت ادراک شده از سوی دوستان ( 4 ماده، 6 ، 7 ، 9 و12) را سنجش میکند. همه ماده های این مقیاس، بر اساس طیف پنج درجه ای لیکرت (کاملاً موافق، موافق، نظری ندارم، مخالف و کاملاً مخالف) درجه بندی شده اند. دامنه نمرات این مقیاس، 12 الی 60 است. دهلام[34] و همکاران  (1999) از پایایی و روایی این ابزار حمایت کرده است.در مطالعه بشارت (1398) میزان پایایی این ابزار برای بعد خانوادگی برابر با 91/0 گزارش شد و روایی همگرا و تشخیصی آن مورد تایید قرار گرفت. پایایی این پرسشنامه در پژوهش حاضر بر اساس ضریب آلفای کرونباخ برابر با 88/0 محاسبه شد.

داده ها با استفاده از  مدل‌یابی معادلات ساختاری تجزیه و تحلیل شد.

روش اجرا و کسب مجوز: در این از بخش پژوهش، پس از دریافت معرفی نامه از دانشگاه و مراجعه به اداره کل آموزش وپرورش شهرستان ملارد، مجوزهای مربوطه دریافت گردید. آمار تمامی مادران دارای فرزند نوجوان دانش‌آموز شهرستان ملارد در سال تحصیلی ۱۴۰۳-۱۴۰۲  دریافت گردید. تعداد نمونه‌ای متشکل از ۳۴۵ نفرمادر دارای فرزند نوجوان  با استفاده از روش نمونه‌گیری خوشه‌ای انتخاب شد. داده‌ها با استفاده از مدل‌یابی معادلات ساختاری تجزیه و تحلیل شد.

یافته­ها

بررسی یافته­های پژوهش در بخش توصیفی در ارتباط با متغیرهای جمعیت­شناختی نشان داد که 40 نفر از مادران (6/11 درصد) زیر 36 سال، 136 نفر (4/39 درصد) بین 36 تا 45 سال، 129 نفر (4/37 درصد) بین 46 تا 55 سال و 40 نفر (6/11 درصد) بالاتر از 55 سال بودند. از نظر سطح تحصیلات، 10 نفر از مادران بیسواد (9/2 درصد)، 44 نفر زیردیپلم (8/12 درصد)، 72 نفر دیپلم (9/20 درصد)، 27 نفر کاردانی (8/7 درصد)، 139 نفر کارشناسی (3/40 درصد) و 53 نفر کارشناسی‎ارشد و دکتری (4/15 درصد) بودند.

پس از توصیف نمونه موردمطالعه بر اساس متغیرهای جمعیت­شناختی و توصیف متغیرهای پژوهشی، در ادامه، پیش از بررسی فرضیه‏های پژوهشی، به بررسی پیش فرض­های مدل­یابی معادلات ساختاری اقدام شد.

جدول1.  آزمون طبیعی بودن توزیع داده­ها

در مد­ل­یابی ساختاری توزیع متغیرها باید طبیعی باشد و قدر مطلق چولگی و کشیدگی متغیرها در محدوده کمتر از 3 و 10 قرارد اشته باشد. بر اساس جدول 1، طبیعی بودن تک­متغیری برقرار است. همچنین نتایج آزمون مهالونوبیس در سطح 001/0 نشان داد که فرض طبیعی بودن چندمتغیره نیز برقرار است؛ هرچند نقض فرض طبیعی بودن توزیع متغیرها در نمونه­های بزرگ‌تر از 200 نفر قابل‌اغماض است. در بررسی همخطی بودن متغیرهای پیش­بین مشخص شد که عامل تورم واریانس برای هیچ یک از متغیرها بالاتر از 10 و ضریب تحمل کمتر از 1/0 نبود (بخشش برابر با 39/1 و 72/0، حمایت خانوادگی برابر با 02/2 و 49/0، ارتباط بین­فردی برابر با 75/1 و 57/0 و  گشودگی به تجربه برابر با 75/1 و 57/0). در تایید عدم وجود داده­های پرت اثرگذار مشخص شد که میزان مانده­های استانداردشده در محدوده 26/2 و 68/2- (حد مطلوب بین 3 و 3-) و حداکثر مقدار لورژ داده­ها از 5/0 کمتر و حداکثر مقدار فاصله کوک از 1 کمتر بود (حداقل و حداکثر مقدار لورژ به ترتیب برابر با 001/0 و 07/0 و فاصله کوک برابر با 001/0 و 06/0 بود). همچنین، فرض نرمال بودن و همگنی واریانس مقادیر مانده­ها براورده شد. زیرا مقادیر مانده به صورت تصادفی پراکنده و حول محور مرکزی قرار داشتند. پس از براورده شدن پیش­فرض­ها، در ادامه به بررسی فرضیه­های پژوهش پرداخته شد.

شکل  1. تدوین مدل پریشانی روانی مادران بر اساس حمایت خانوادگی، ارتباط بین­فردی و گشودگی به تجربه یا میانجی‎گری بخشش در حالت ضرایب معناداری

بر اساس شکل 1، بررسی فرضیه نخست پژوهش نشان داد که با ورود متغیر بخشش، ضریب تأثیر استاندارد مستقیم حمایت خانوادگی بر پریشانی روانی برابر با 24/0- (با مقدار t برابر با 13/4-) محاسبه شد که نسبت به میزان رابطه این متغیرها در حالت عادی که برابر با 23/0- بود، تغییر محسوسی پیدا نکرد. از سویی، ضریب تاثیر استاندارد حمایت خانوادگی بر بخشش برابر با 28/0 (با مقدار t برابر با 29/3) به دست آمد و با توجه به این که ضریب تاثیر استاندارد بخشش بر پریشانی روانی نیز برابر با 24/0- (با مقدار t برابر با 07/5-) بود، بدین ترتیب، ضمن تایید معناداری رابطه مستقیم حمایت خانوادگی و پریشانی روانی، نقش میانجی بخشش در رابطه حمایت خانوادگی و پریشانی روانی تایید گردید. بر این اساس فرضیه نخست این پژوهش مورد تأیید قرار گرفت.

همچنین، بررسی فرضیه دوم پژوهش نشان داد که با ورود متغیر بخشش، ضریب تأثیر استاندارد مستقیم ارتباط بین‎فردی بر پریشانی روانی برابر با 37/0- (با مقدار t برابر با 84/6-) محاسبه شد که نسبت به میزان رابطه این متغیرها در حالت عادی که برابر با 38/0- بود، تغییر محسوسی پیدا نکرد. از سویی، ضریب تاثیر استاندارد ارتباط بین‎فردی بر بخشش برابر با 11/0 (با مقدار t برابر با 55/1) به دست آمد که اگرچه ضریب تاثیر استاندارد بخشش بر پریشانی روانی برابر با 24/0- (با مقدار t برابر با 07/5-) بود ولی به سبب مقدار معناداری برابر با 55/1 در رابطه میان ارتباط بین‎فردی و بخشش (مقدار t زیر 96/1)، تنها رابطه مستقیم ارتباط بین‎فردی و پریشانی روانی مورد تاییدی قرار گرفت و نقش میانجی‎گری بخشش در پیوند میان ارتباط بین‎فردی و پریشانی روانی مورد تایید قرار نگرفت. بر این اساس فرضیه دوم این پژوهش تأیید نشد.

بررسی فرضیه سوم نشان داد که ضریب استاندارد گشودگی به تجربه بر پریشانی روانی برابر با 19/0- (با مقدار t برابر با 10/4-) محاسبه شد که نسبت به رابطه این متغیرها در حالت عادی که برابر با 21/0- بود، کاهش زیادی نشان داد. از سویی، ضریب تاثیر استاندارد گشودگی به تجربه بر بخشش برابر با 29/0 (با مقدار t برابر با 23/4) به دست آمد و ضریب تاثیر استاندارد بخشش بر پریشانی روانی نیز برابر با 24/0- (با مقدار t برابر با 07/5-) محاسبه شد که ضمن تایید رابطه مستقیم گشودگی به تجربه و پریشانی روانی، نقش میانجی‎گری بخشش در رابطه گشودگی به تجربه و پریشانی روانی مورد تایید قرار گرفت. بر این اساس فرضیه سوم این پژوهش مورد تأیید قرار گرفت

جدول 2. شاخص­های برازش محاسبه­شده در مدل پژوهش

پس از بررسی فرضیه­ها به منظور تایید برازش مدل موردمطالعه ضرورت توجه به شاخص­های برازش وجود دارد. شاخص ریشه میانگین مربعات خطاهای تخمین، یکی از شاخص‏های اصلی نیکویی برازش در مدل‎یابی معادلات ساختاری است اگر کوچک‌تر از 1/0 باشد، برازندگی مدل مورد تأیید است؛ که در این پژوهش چون برابر با 067/0 بود. همچنین، شاخص دیگر نتیجه تقسیم خی­دو بر درجه آزادی است؛ که اگر کمتر از 5 باشد، برازش مدل تایید می­شود و در این پژوهش از تقسیم خی­دو برابر با 50/5774 بر درجه آزادی 2267 برابر با 54/2 محاسبه شد که نشان از برازش مناسب مدل داشت. در نهایت، هنگامی که معیارهایی مانند شاخص برازش تطبیقی، شاخص برازش نرمال، شاخص برازش این­کری­منتال و شاخص نیکویی برازش بالاتر یا مساوی 9/0 باشد، برازندگی مناسب مدل تأیید می­شود؛ که در این مدل نیز این شاخص­ها به ترتیب برابر با 96/0، 94/0، 94/0، 96/0 و 92/0 محاسبه شد و بدین ترتیب این شاخص­ها نیز برازش مناسب مدل را تایید نمود.

بحث و نتیجه­گیری

پژوهش حاضر با هدف پیش­بینی پریشانی روانی مادران دارای فرزندِ در حال تحصیل بر اساس حمایت خانوادگی ادراک‎شده، ارتباط بین‎فردی و گشودگی به تجارب جدید با میانجی‎گری بخشش به انجام رسید. نتیجه­ی بدست­آمده از آزمون فرضیه اول این پژوهش با بهره‌گیری از تحلیل معادلات ساختاری نشان‎دهنده­ی این است که حمایت خانوادگی ادراک­شده به صورت مستقیم دارای رابطه معنادار و منفی با پریشانی روانی مادران دارای فرزند در حال تحصیل است. نتایج حاصل از آزمون این فرضیه با پژوهش ژو و تیلور[35] (2022)، وی،[36]  و همکاران(2022)، وانگ و همکاران (2021)، خاتیوادا[37]  و همکاران(2021)، لی[38]  و همکاران(2021)، کوودن و همکاران (2019)، لواف پورنوری و همکاران (1394)، یوسفی­نژاد و همکاران (1398) همخوان است. در تبیین این یافته می­توان گفت که خانواده از منابع مهم حمایت اجتماعی هستند که حضور پایدار آن­ها می‎تواند نوعی اطمینان خاطر برای مادران باشد که زمینه بروز علائم مثبت روانی و کاهش علائم منفی را به دنبال دارد (ژو و تیلور، 2022). وی و همکاران (2022) نشان داده­اند که میزان افسردگی و نشانه های منفی روانی بر اثر حمایت اجتماعی کاهش پیدا می­کند. وانگ و همکاران (2021) نشان داده­اند که زنان رویارو با حمایت ناکافی خانواده در ایام گسترش کروناویروس از پریشانی روانی بیشتری رنج برده‎اند و علائمی مانند اضطراب، بی خوابی، آشفتگی، علائم جسمانی و اختلال استرس در آنان شایع بوده است. خاتیوادا و همکاران (2021) نیز در بررسی های خود اذعان داشته­اند که حمایت خانواده با رضایت از زندگی رابطه مثبت و با پریشانی روانی رابطه منفی دارد. با این وجود، ویژگی بخشش موجب می شود که علائم افسردگی، اضطراب، و استرس کاهش پیدا کند (لواف پورنوری و همکاران، 1394). کوودن و همکاران (2019) خاطرنشان کرده­اند که بخشش در روابط یک متغیر اساسی میانجیگرانه در تعدیل اثرات شرایط مختلف بر پریشانی روانی مانند افسردگی و استرس است. یوسفی­نژاد و همکاران (1398) نشان دادند که بخشش با افزایش میزان تحمل پریشانی در مادران موجب کاهش نشانه­های روانی می­گردد. نتیجه­ی بدست­آمده از آزمون فرضیه دوم این پژوهش نشان‎دهنده­ی این است که رابطه مستقیم معناداری میان ارتباط بیـن‎فردی با پـریشانی روانی مادران دارای فرزند در حال تحصیل دارد. نتایج حاصل از آزمودن این فرضیه با پژوهش فاضلی و همکاران (1400)، فردمن^[39] و همکاران(2019)، چاکرابوتوری و همکاران (2020) لی[40] و همکاران (2020) همسو است. در این راستا، فاضلی و همکاران (1400) نیز در بررسی های خود نشان دادند که چالش­های ارتباطی ناشی از کووید-19 موجب احساس تنهایی و هیجان­های منفی در افراد شده است، ولی بخشش نتوانست این رابطه منفی را میانجی­گری کند. در تبیین این یافته، بر اساس دیدگاه فردمن و همکاران (2019)، درک منفی از کیفیت رابطه با دیگران می‎تواند به عنوان یک زنگ خطر برای شکل­گیری فشار روانی باشد و پیامدهای منفی و نامطلوبی را در زنان به بار آورد. پریشانی روان‌شناختی دارای رابطه مثبت با جنبه‌های خاصی مانند تعارض، انتقاد، رنجش، فشار، تسلط، قدرت نسبی و طرد در روابط بین‎فردی افراد خانواده است و راهبردهای ارتباطی نامطلوب مانند مشاجره با یکدیگر، اختلاف نظر، اشاره به ایرادات، تحت فشار قرار دادن و خشونت با شرکای زندگی موجب بروز ناراحتی­های روانی می­شود و راهبردهای ارتباطی مثبت مانند درک مناسب از یکدیگر، احساس اعتماد، احساس خوب بودن، دریافت و بازخورد نظرات از یکدیگر بر کاهش پریشانی روانی در هنگامه گسترش همه‎گیری کرونا موثر هستند. چاکرابوتوری و همکاران(2020) و لی و همکاران (2020) نشان داده­اند که مشکلات سلامت روانی در قالب انواع نشانه های نامطلوب روان‎شناختی با کیفیت پایین روابط بین‎فردی رابطه دارد. همچنین، می­توان گفت که ارتباط بین­فردی یک ویژگی مبتنی بر ارتباط جمعی است، ولی بخشش یک ویژگی درون­فردی است و الزاما نمی­توان گفت که افراد دارای سطح ارتباط بالا از بخشش بالایی برخوردارند، زیرا افراد بسیاری هستند که با وجود روابط اجتماعی مثبت، نمی­توانند در موقعیت­های دشوار از خطاهای خود و دیگران عبور کنند.

در نهایت، نتیجه­ی بدست­آمده از آزمون فرضیه سوم این پژوهش نشان‎دهنده­ی این است که گشودگی به تجربه به صورت مستقیم دارای رابطه معنادار و منفی با پریشانی روانی مادران دارای فرزند در حال تحصیل است. نتایج حاصل از آزمودن این فرضیه با پژوهش سالیبهاین[41] و همکاران (2018)، هدایی و همکاران (1400)، محمدزمانی و همکاران(1400)، دولت­آبادی (۱۳۹۷)، ابوالمعالی و محمدی­تبار (1396) همسو است. بر این اساس می­توان این گونه تبیین کرد که افراد دارای ویژگی شخصیتی گشودگی به تجربه به سبب برخورداری از قوه تخیل بالا برای تصور جهان مثبت در آینده و داشتن علاقه به آزمودن راه­های جدید انجام کارها و همچنین، توجه به احساسات و عواطف در محیط­های متفاوت دارای ظرفیتی بزرگ برای رویارویی با فشارهای روانی هستند؛ که به موجب آن میزان پریشانی روانی افراد در رویارویی با مصائب و مشکلات کاهش می­یابد. سالیبهاین و همکاران (2018) رابطه قابل توجهی میان گشودگی افراد به تجارب جدید با پاسخ انطباقی با فشار روانی نشان داده­اند. هدایی و همکاران (1400) گشودگی به تجربه­های جدید را به سبب همایندی با راهبردهای هیجانی سازگارانه عاملی برای افزایش تحمل پریشانی افراد در دوران شیوع کرونا معرفی کرده­اند. محمدزمانی و همکاران (1400) اذعان داشته­اند که باز بودن به تجربه با اضطراب کرونا و پریشانی ناشی از ان رابطه منفی دارد. دولت­آبادی (۱۳۹۷) نیز نشان داده است که روان­رنجوری با اضطراب رابطه مثبت و گشودگی به تجربه با اضطراب رابطه منفی دارد. پرنت – لامارکه و همکاران (2021) دریافتند که روان­رنجوری و توافق‌پذیری با سطوح بالاتری از پریشانی روان‌شناختی مرتبط هستند .

پژوهش حاضر با محدودیتهایی روبه رو بوده است که از آن جمله میتوان به محدود بودن مکان پژوهش به شهرملارد و مادران دارای فرزند دانش آموز ، و محدودیت در تعمیم نتایج به پدران اشاره کرد. با توجه به یافته های پژوهش، پیشنهاد میشود  مشاوران مدارس با بهره گیری از نتایج پژوهش حاضر آموزش هایی را در جلسات انجمن اولیا و مربیان با دعوت از روان­شناسان به اهمیت حمایت خانوادگی در رویارویی با مشکلات داشته باشند.بر اساس نتایج، با توجه به اثرات میانجی بخشش به محققان پیشنهاد میشود که در پدران به بررسی اثرات بخشش بپردازند و در جهت بهبود پریشانی روانی، مداخلات سازنده ای مبتنی بخشش در تناسب با شرایط مادران طراحی و اجرا کنند.

تشکر و قدردانی

مقاله حاضر برگرفته از پایان نامه دوره کارشناسی ارشد در دانشگاه پیام نور مرکز ساری بود. بدینوسیله از تمامی افرادی که همکاری کاملی را در اجرای پژوهش داشتند، قدردانی بعمل می آید.

ملاحظات اخلاقی

اصول اخلاقی تماماً در این پژوهش رعایت شده است. شرکت کنندگان اجازه داشتند هر زمان که مایل بودند از پژوهش خارج شوند. همچنین،همه ی شرکت کنندگان در جریان روند پژوهش بودند. اطلاعات آنها محرمانه نگه داشته شد.

حامی مالی

این پژوهش هیچگونه کمک مالی از سازمانهای تأمین مالی در بخش های عمومی، تجاری یا غیرانتفاعی دریافت نکرده است.

مشارکت نویسندگان

تمام نویسندگان در طراحی، اجرا و نگارش همه بخشهای پژوهش حاضر مشارکت داشتند.

تعارض منافع

بنابر اظهار نویسندگان، این مقاله تعارض منافع ندارد.