نقش تعدیل کننده خودشفقتی در تاثیر ناگویی هیجانی و مشکلات بین فردی بر دل‌زدگی زناشویی در زنان ناسازگار

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

10.22108/ppls.2020.115339.1662

چکیده

این پژوهش با هدف بررسی نقش تعدیل‌کنندۀ شفقت خود در رابطۀ ناگویی هیجانی و مشکلات بین فردی بر دل‌زدگی زناشویی زنان با سازگاری پایین‌ انجام گرفت‌.‌ پـژوهش حاضر به روش همبسـتگی اجرا شد‌.‌‌ بدین منظور 103 زن دارای سازگاری پایین زناشویی به شیوۀ نمونه‌گیری تصادفی خوشه‌ای انتخاب شدند‌.‌ ابزار‌های به‌کاررفته در پژوهش حاضر، پرسشنامۀ سازگاری زناشویی‌‌،‌ مقیاس ناگویی هیجان تورنتو، ‌مقیاس مشکلات بین فردی‌‌ و مقیاس دل‌زدگی زناشویی‌ بود.‌ داده‌ها با استفاده از مدل معادلات ساختاری تحلیل شدند.‌ نتایج این مطالعه نشان دادند شفقت خود در رابطۀ ناگویی هیجانی و مشکلات بین فردی بر دل‌زدگی زناشویی نقش تعدیل‌کننده دارد‌.‌ براساس یافته‌های پژوهش حاضر، هرچه میزان شفقت خود در زنان با سازگاری پایین با دل‌زدگی‌ زناشویی بیشتر باشد، ناگویی هیجانی و مشکلات بین فردی کمتری را تجربه می‌کنند‌.
 

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

The Role of Self-Compassion Moderator in the Effect of Alexithymia and Interpersonal Problems on Marital Boredom in Maladjusted Women

چکیده [English]

This research was conducted to evaluate the moderating  role of self-compassion in the effect of alexithymia and interpersonal problems on marital burnout in maladjusted women  This study was conducted by the correlation method. Therefore, 103 women with low   marital adjust ment were selected by random cluster sampling. The tools used in the present study were‌ the‌ Dyadic Adjustment Scale, Toronto Alexithymia Scale, Interpersonal Problems Scale, and Couple Burnout Scale Data analysis was analyzed by structural equation modeling.  According to the results, self-compassion played a moderating role in the effect of alexithymia and interpersonal problems on matital burnout  in  maladjusted women Therefore, the higher the self-compassion in maladjusted women with couple burnout, they experience less alexithymia and interpersonal problems.
 

کلیدواژه‌ها [English]

  • self-compassion
  • Alexithymia
  • Interpersonal Problems
  • Couple Burnout
  • maladjusted women

خانواده کوچک‌ترین واحد از ساختار جامعه است‌. پایه و اساس خانواده از زوجینی شکل می‌یابد که به یکدیگر‌‌ تعهد‌،‌ وفاداری و مسئولیت‌پذیری را قول داده‌اند‌.‌ کیفیت ازدواج با مفاهیمی مانند سازگاری‌،‌ رضایت و خوشبختی تعیین می‌شود‌ (موتلو، ارکات، بلدیزیم و گاندوگدو،‌ 2018‌)‌.‌ ناکامی زوج‌ها در حل اختلافات زناشویی ممکن است به اشکال گوناگونی بروز پیدا کند که هرکدام به‌نوبۀخود سلامت روابط زناشویی را به خطر می‌اندازد. یکی از انواع بروز اختلافات زناشویی، پدیدۀ دل‌زدگی است که زوج‌های بسیاری را درگیر خود می‌کند (ساداتی، مهرابی‌زاده هنرمند و سودانی، 1393). دل‌زدگی زناشویی[1] زمانی ایجاد می‌شود که زوج‌ها در می‌یابند رابطۀ آنها برای برآورده‌کردن یکسری از نیازهای اساسی ناتوان است و طرفین دچار حالت‌های دردناک خستگی‌،‌ یکنواختی و احساس ناکامی در زندگی زناشویی می‌شوند‌ (پینز و نانس،‌ 2003‌؛‌ کالی،‌ 2010‌)‌.‌ دل‌زدگی زناشویی‌،‌ نبود تدریجی دل‌بستگی عاطفی است که شامل کاهش توجه به همسر‌،‌ بیگانگی عاطفی و افزایش احساس دلسردی و بی‌تفاوتی نسبت به همسر است‌ (مازارانتانی‌،‌ 2011‌)‌.‌ یکی از عوامل مؤثر بر سطح سازگاری همسران‌،‌ کفایت عاطفی و هیجانی آنهاست که در رشد صمیمیت فی‌مابین نیز نقش بسیار حیاتی دارد و باعث تجربۀ احساس حمایت‌شدن در زوجین می‌شود‌ و همان‌طور که ابراز هیجان به غنای رابطۀ زناشویی می‌افزاید، ناگویی و ابرازنکردن هیجانات، تأثیر منفی بر این رابطه دارد و رضایت زوجین از زندگی را کاهش می‌دهد (خواجه و خضری مقدم‌،‌ 1395‌)‌.

ناگویی هیجانی[2] ساختار چندوجهی است که اختلال به شمار نمی‌رود؛ بلکه یک صفت شخصیتی است‌ و‌ در ناگویی هیجانی فرد با مشکل در شناسایی و تمایزدادن‌ هیجان‌ها با حس‌های بدنی‌،‌ توصیف هیجان‌ها‌،‌ زندگی خیالی و هیجانی درونی پایین‌،‌ تفکر معطوف به بیرون‌،‌ اجتناب از حل تعارضات جدی‌‌ روبه‌روست‌ (چالاه و آیشه،‌ 2017‌)‌.‌ (کوردوا‌،‌ جی و وارن[3]،‌ 2005‌؛ میرجین[4] و کوردوا‌، 2007‌؛ سانگیو و هیووانگ[5]‌ 2009‌‌ به نقل از خواجه و خضری مقدم‌، 1395‌) هریک در پژوهش‌های خود به‌طور جداگانه نشان داده‌اند توانایی تشخیص و ابراز هیجان‌ها با سازگاری و رضایت زناشویی رابطه دارد (بشارت و گنجی 1391‌؛‌ امانی‌ 1391‌؛ فری کاکس و کالین،‌ 2013‌؛‌ لی‌ 2010‌؛‌ هامفرز‌،‌ وود و پارکر،‌ 2009‌)‌. یاقوتیان‌،‌ سلیمانیان و محمدزاده‌ (1394‌)‌ و صداقتی‌فرد و ابراهیمی‌ (1395‌)‌ نیز در پژوهش خود نشان دادند ناگویی هیجانی پیش‌بینی‌کنندۀ معنادار دل‌زدگی زناشویی‌اند‌.‌ فتوحی، میکائیلی، عطادخت و حاجلو، (1396) در پژوهش خود نشان دادند درمان مبتنی بر فراهیجان به چرخۀ تعامل مثبتی منجر می‌شود که ویژگی آن، افزایش میزان دردسترس بودن و پاسخگویی هیجانی است که این امر موجب کاهش مؤلفه‌های دل‌زدگی زناشویی می‌شود. گلمن[6] (1995) معتقد است افرادی که توانایی درک و بیان حالت‌های هیجانی خود را ندارند، در مقایسه با افرادی که چنین توانمندی را دارا هستند، در ارتباط با محیط و دیگران سازگاری کمتری را نشان می‌دهند (علوی، اصغری مقدم، رحیمی‌نژاد، فراهانی و علامه، 1395). درواقع افراد واجد ناگویی هیجانی، الگوهایی از تعاملات بین فردی را نشان می‌دهند که شامل فاصله‌گیری‌ و کناره‌گیری است؛ به‌ویژه‌ ‌ناگویی هیجانی با سردبودن و فاصله‌داشتن در روابط بین فردی و بازداری احساس اجتماعی در تعاملات اجتماعی همبسته است که نشان‌دهندۀ تأثیر ناگویی هیجانی در مشکلات بین فردی و اجتماعی است‌ (کافتسیوس و هس،‌ 2018‌)‌.

مشکلات بین فردی[7] در رابطه با دیگران تجربه می‌شوند و آشفتگی روانی ایجاد می‌کنند یا با این دسته از ناراحتی‌ها‌ (آشفتگی‌های روانی‌)‌ در ارتباط قرار می‌گیرند‌ (هارویتز‌،‌ 1979‌)‌.‌ افراد با مشکلات بین فردی سازگاری اجتماعی ضعیفی با خانواده‌،‌ دوستان و شریک عشقی خود نشان می‌دهند‌.‌ پژوهش‌ها نشان دادند رابطۀ بین فردی بر رضایت از زندگی زناشویی اثر می‌گذارد‌ (ونگلیستی‌،‌ ریز و فیتزپاتریک[8]‌، 2002‌؛‌ السون و السون[9]‌ 2000‌؛ ویلسون‌،‌ رول‌،‌ استرود و دوربین[10]‌، 2012‌‌به نقل از خواجه و خضری مقدم‌، 1395‌). همچنین صفی‌پوریان، قدمی‌، خاکپور‌، سودانی و مهر آفرید‌ (1395‌)‌ آموزش مهارت‌های بین فردی را باعث کاهش دل‌زدگی زناشویی دانسته‌اند‌.‌ پژوهش‌های حسینی، زهرا کار، داورنیا، شاکری و محمدی‌ (1394‌)‌، شهریاری‌پور، نجفی، امین بیدختی، رئوفی و مرادی (1396‌)‌ و شیخ‌الاسلامی‌،‌ خدا کریمی و داداش‌زاده‌ (1396‌)‌ نشان دادند مسئولیت‌پذیری‌ (مؤلفۀ مشکلات بین فردی‌)‌ رابطۀ مستقیمی با تعهد زناشویی دارد و همچنین پژوهش‌های زارعی محمودآبادی‌ (1396‌)‌ و نصیری و جوکار‌ (1387‌)‌ نشان دادند ناتوانی در برقراری صمیمیت بین فردی‌‌ (مؤلفۀ مشکلات بین فردی‌)‌‌،‌ منجر به افزایش ناسازگاری‌های زناشویی می‌شود‌.‌ در این میان توافق‌نداشتن دو فرد با یکدیگر، ناسازگاری بین نظرات و اهداف آنها و همین طور بروزرفتاری که در جهت مخالفت با دیگری صورت می‌گیرد را تعارض بین آن دو تعریف می‌کنند و افرادی در حل تعارضات مهارت دارند که قادر باشند دیدگاه شریک عشقی خود را در هنگام اختلاف‌نظر درک کنند و مشکلات حال حاضر خود را نه بخشی از سختی‌های شخصی خود، بخشی از زندگی انسانی خود بدانند‌ که درواقع این توانمندی، جزئی از مفهوم شفقت خود محسوب ‌می‌شود‌ (ویژگی مشترک انسانی‌)‌.

شفقت خود[11] ﻣﻌﺮف آﮔﺎﻫﻲ ﻣﺘﻌﺎدل ﻧﺴﺒﺖ ﺑﻪ ﻫﻴﺠﺎﻧﺎت خود و ﺗﻮاﻧﺎﻳﻲ ﻣﻮاﺟﻬﻪ ﺑﺎ اﻓﻜﺎر و اﺣﺴﺎﺳﺎت رنج‌آور‌ (به‌جای اﺟﺘﻨﺎب از آنها‌)‌ ﺑﺪون ﺑﺰرگﻧﻤﺎﻳﻲ ﻳﺎ اﺣﺴﺎس ﻏﻢ و ﺗﺄﺳﻒ ﺑﺮای ﺧﻮد است ‌(نف و کاستیگان، 2013‌؛ نف و پامیر،2013)‌.‌ شفقت خود، استراتژی نظم‌جویی هیجانی است، برای زمانی که احساسات دردناک یا تنش‌زا اجتناب‌ناپذیرند؛ چون آنها را آگاهانه با مهربانی‌،‌ درک و حس مشترک انسانی نگه می‌دارد‌ (چائو‌،‌ فان‌،‌ لیو و ژئو‌، 2018‌)‌.‌ افراد با شفقت خود در روابط دوستانه و عاشقانۀ خود به داشتن روابط حمایت‌گرانه و صادقانه با دیگران‌ گرایش دارند‌ (جاکبسون، ویلسون، سولومانکروز وکلوم‌،‌ 2018‌)‌.‌ خودشفقتی باعث می‌شود افراد ترس کمتری از شکست داشته باشند و شایستگی خود را درک و ملاحظه کنند (نف، هسیه و دیجیرات، 2005). درواقع شفقت خود به‌عنوان یک میانجی، هنگامی‌که افراد با یک شکست مواجه می‌شوند‌،‌ برای مداخله در ارزیابی منفی از خود و ارتباطشان کارساز است و توانایی مقابلۀ فرد را در مواجهه با شکست‌ها بالا ‌می‌برد‌ (اسبارا‌،‌ اسمیت و مهل،‌ 2012‌)‌.‌ علاوه بر این، افراد با شفقت خودشیفتگی بالا تعارضات بین شخصی خود را با در نظر گرفتن نیازهای خود و دیگران حل می‌کنند (اسبارا و امری، 2005). جاکبسون و همکاران (2018‌)‌ نشان دادند خودشفقتی بر کیفیت روابط عاشقانه اثر می‌گذارد‌.‌ مطالعۀ یارنل و نف‌ (2012‌)‌ نشان داد‌‌ افراد با خودشفقتی بالا قادرند تعارض در رابطۀ عاشقانۀ خود را با استفاده از راه‌حل‌های مصالحه‌آمیز‌،‌ متعادل‌کننده و برطرف‌کنندۀ نیازهای خود و طرف مقابل حل‌وفصل کنند‌.‌ در همین راستا رجبی‌،‌ حریزاوی و تقی‌‌‌پور‌ (1395‌)‌، نشان دادند شفقت خود در روابط زناشویی، نقش راهبرد مقابله‌ای در کاهش ناسازگاری‌های زناشویی و افزایش کیفیت زندگی دارد‌.‌ قزلسفلو، جزایری، بهرامی و محمدی (1395‌)‌ نیز‌ در مطالعه‌ای جداگانه تأثیر شفقت خود بر رضایت زناشویی را نشان دادند‌. نظر به اهمیت نقش شفقت خود در بهبود روابط بین زوجین و وجود خلأ پژوهشی در بررسی نقش تعدیل‌کنندۀ شفقت خود در رابطۀ متغیرهای مذکور، فرضیه‌های زیر در پژوهش‌،‌ تدوین و بررسی شدند‌:

  1. شفقت خود در رابطۀ ناگویی هیجانی بر دل‌زدگی زناشویی زنان با سازگاری پایین نقش تعدیل‌کننده دارد‌.
  2. شفقت خود در رابطۀ مشکلات بین فردی بر دل‌زدگی زناشویی زنان با سازگاری پایین نقش تعدیل‌کننده دارد‌.

                                                                        

روش

روش پژوهش‌،جامعۀ آماری و نمونه‌:‌ پـژوهش حاضر، توصیفی از نوع همبستگی است‌.‌ جامعۀ آماری شامل زنان با سازگاری پایین مراجعه‌کننده به مراکز مشاوره تحت پوشش بهزیستی شهر مشهد در فاصلۀ زمانی اردیبهشت‌ماه تا خردادماه سال 97 بود‌.‌ روش نمونه‌گیری، تصادفی خوشه‌ای بود‌؛‌ بدین گونه که در ابتدا فهرستی از تمامی مراکز مشاورۀ تحت پوشش بهزیستی مشهد تهیه شد و بر مبنای تعداد مراکز‌ (100 مرکز‌)‌،‌ 25 خوشه تشکیل شد و براساس مناطق شهری در هر خوشه 4 مرکز مشاوره قرار داده شد و از بین این 25 خوشه، یک خوشه به‌صورت تصادفی، انتخاب و پرسشنامه‌ها به 156 زن مراجعه‌‌‌کننده به این مراکز داده شد‌؛‌ 27 نفر از شرکت‌کنندگان به علت ناکامل بودن و پاسخ‌دهی تصادفی پرسشنامه‌ها‌‌ از روند پژوهش خارج شدند و بر اساس نمرۀ حاصل از پرسشنامۀ سازگاری زناشویی تعداد 103 نفر برای نمونه در نظر گرفته شدند‌.‌ ملاک اصلی ورود به پژوهش برای شرکت‌کنندگان عبارت بود از تمایل به شرکت در پژوهش‌،‌ کسب نمرۀ پایین‌تر از 101 در پرسشنامۀ سازگاری زناشویی به‌عنوان سازگاری زناشویی پایین‌،‌ حداقل تحصیلات دیپلم‌،‌ حداقل سن 20 سال و گذشتن حداقل 1 سال از زندگی مشترک با همسر‌.

ابزار سنجش‌: پرسشنامۀ سازگاری زناشویی اسپانیر[12]‌:‌ اسپانیر (1976) این ابزار 32 سؤالی را برای ارزیابی کیفیت رابطۀ زناشویی طراحی کرد.‌ تحلیل عاملی نشان می‌دهد این مقیاس چهار بُعد را می‌سنجد که شامل رضایت دونفری‌‌،‌ همبستگی دونفری‌،‌ توافق دونفری‌،‌ ابراز محبت‌.‌ نمره‌گذاری در یک مقیاس لیکرت و‌ نمره کل مجموع تمام سؤالات بین 0 تا 151 است‌.‌ افرادی که نمرۀ آنها 101 یا کمتر از آن باشد‌،‌ با سازگاری پایین تلقی می‌شوند. نمرۀ کل مقیاس با آلفای کرونباخ 96/0 از همسانی درونی چشمگیری برخوردار است‌.‌ همسانی درونی خرده‌مقیاس‌ها بین خوب تا عالی است‌:‌ رضایت دونفری = 94/0‌،‌ همبستگی دونفری = 81/0‌،‌ توافق دونفری = 90/0 و ابراز محبت = 73/0‌ (اسپانیر‌،‌ 1976 به نقل از مسرت مشهدی و دولتشاهی‌، 1396‌)‌.‌ پایایی مقیاس در پژوهش شارپلی و کروس[13]‌ (شارپلی وکروس، 1982 به نقل از مسرت مشهدی و دولتشاهی، 1396)،‌ 96/0 و در پژوهش اسپانیر و تامپسونال[14]‌ (اسپانیر و تامپسونال، 1982 به نقل از مسرت مشهدی و دولتشاهی، 1396)‌ 91/0 به دست آوردند‌. در ایران نیز آموزگار و حسین‌نژاد (1374) این مقیاس را ترجمه،‌ هنجاریابی و اجرا کردند. ملازاده، منصور، اژه‌ای و کیامنش (1381‌)‌ همسانی درونی بالایی‌ (95/0‌)‌ در سرتاسر پرسشنامه به دست آوردند‌. پژوهش حاضر اعتبار این مقیاس را در کل نمرات با آلفای کرونباخ 93/0 برآورد کرده است‌.

پرسشنامۀ ناگویی هیجانی تورنتو[15]‌:‌ باگبی‌،‌ پارکر و تیلور (1994‌)‌این پرسشنامه را طراحی کردند که سه بُعد دشواری در شناسایی احساس‌ها‌،‌ دشواری در توصیف احساس‌ها‌ و تفکر عینی را در 20 سؤال و در مقیاس لیکرت می‌سنجد‌.‌ یک نمرۀ کل نیز از جمع سه بُعد برای ناگویی هیجانی کلی به دست می‌آید‌.‌ برخی سؤالات این پرسشنامه به‌صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شوند‌.‌ حداقل نمره 20 و حداکثر نمره 100 است و هرچقدر نمره بالاتر باشد‌،‌ شدت ناگویی هیجانی بیشتر است‌.‌ تیلور‌،‌ پارکر و باگبی‌ (1997‌)‌،‌ آلفای کرونباخ این پرسشنامه را 81/0 گزارش کردند‌.‌ در نسخۀ فارسی این مقیاس‌،‌ ضریب آلفای کرونباخ برای ناگویی هیجانی کل و 3 زیر مقیاس آن به‌ترتیب 85/0‌،‌ 82/0‌،‌ 75/0 و 72/0 محاسبه شد که نشانۀ همسانی درونی بالای این مقیاس است‌.‌‌ (تقوی‌،‌ نجفی‌،‌ کیان ارثی و آقایان‌،‌ 1392‌)‌.‌ پژوهش حاضر اعتبار این مقیاس را در کل نمرات با آلفای کرونباخ 76/0 برآورد کرده است‌.

مقیاس دل‌زدگی زناشویی[16]‌:‌ پینز‌ (1996‌)‌ این مقیاس را در 21 ماده طراحی کرد؛ شامل 3 جزء اصلی خستگی جسمی‌ (مثل احساس خستگی‌،‌ سستی و داشتن اختلالات خواب‌)‌،‌ از پا افتادن عاطفی‌ (مثل احساس افسردگی‌،‌ ناامیدی و در دام افتادن‌)‌ و از پا افتادن روانی‌ (مثل احساس بی‌ارزشی‌،‌ سرخوردگی و خشم به همسر‌)‌.‌ نمره‌گذاری این مقیاس در یک مقیاس 7 درجه‌ای لیکرت است‌؛‌ بنابراین، دامنۀ نمرات بین 21 – 147 قرار دارد‌.‌ 4 ماده معکوس نمره‌گذاری می‌شود و نمرۀ بالاتر نشانۀ دل‌زدگی بیشتر است‌.‌ ضریب اطمینان آزمون باز آزمون 86/0 برای یک دوره یک‌ماهه‌،‌ 76/0 برای یک دوره دوماهه و 66/0 برای دوره چهارماهه بود‌.‌ تداوم درونی برای بیشتر آزمودنی‌ها با ضریب ثابت آنها سنجیده شد که بین 91/0 تا 93/0 بود‌ (پینز‌،‌ 1996‌)‌.‌ نویدی‌ (1384)‌ آلفای کرونباخ را 86/0 به دست آورد‌.‌ در پژوهش نادری‌،‌ افتخار و آملازاده‌ (1388‌)‌ آلفای کرونباخ و تنصیف به‌ترتیب 78/0 و 81/0 محاسبه شد‌.‌ پژوهش حاضر، اعتبار این مقیاس را در کل نمرات با آلفای کرونباخ 79/0 برآورد کرده است‌.

مقیاس شفقت خود[17]‌:‌ نف‌ (2003‌)‌ این مقیاس را طراحی کرد که مشتمل از 26 گویه است و به‌صورت لیکرت نمره‌گذاری می‌شود‌.‌ اجزای سازندۀ این پرسشنامه، اگرچه از لحاظ مفهومی باهم متفاوت‌اند‌،‌ به لحاظ نظری به هم مرتبط‌اند‌:‌ انسانیت مشترک‌،‌ ذهن‌آگاهی و خودمهربانی‌.‌ اگرچه ساختار اصلی با این سه جنبه تعریف‌شده بود‌،‌ تحلیل عاملی‌،‌ شش خرده‌مقیاس را نشان داد که نشان‌دهندۀ جنبه‌های مثبت و منفی هر وجه‌اند (نف‌،‌ 2003‌)‌.‌ این شش خرده‌مقیاس‌ها عبارت‌اند از‌:‌ خودمهربانی‌،‌ خودانتقادی‌،‌ انسانیت مشترک‌،‌ انزوا‌،‌ ذهن‌آگاهی و همانندسازی افراطی‌.‌ برخی از گویه‌های این مقیاس دارای نمره‌گذاری معکوس‌اند.‌ حداقل نمره صفر و حداکثر نمره 130 است؛ هرچه نمره بالاتر باشد، میزان شفقت خود فرد بالاتر است‌.‌ مطالعات روایی همگرا و روایی افتراقی‌،‌ همسانی درونی و پایایی بازآزمایی مناسب این مقیاس را نشان داده‌اند‌ (شیوندی‌،‌ نعیمی‌،‌ فرشاد‌، 1395‌)‌.‌ نف‌ (2003‌)‌ ضریب آلفای کرونباخ نسخۀ اولیه این آزمون را 93/0 گزارش کرده است‌.‌ در پژوهش رستمی‌،‌ عبدی و حیدری‌ (1393‌)‌،‌ ضریب آلفای کرونباخ 83/0 به دست آمد‌.‌ در پژوهش خسروی، صادقی‌ و یابنده‌‌ (1392‌)‌ ضریب آلفا برای نمرة کلی مقیاس، 76/0 و ضرایب آلفای کرونباخ برای خرده‌مقیاس‌های مهربانی با خود‌،‌ قضاوت نسبت به خود‌،‌ اشتراکات انسانی‌،‌ انزوا‌،‌ به هشیاری یا ذهن‌آگاهی و همانندسازی افراطی به‌ترتیب 81/0‌،‌ 79/0‌،‌ 84/0‌،‌ 85/0‌،‌ 80/0 و 83/0 به دست آمد‌.‌ روایی پرسشنامه نیز مطلوب گزارش شده است‌.‌ پژوهش حاضر، اعتبار این مقیاس را در کل نمرات با آلفای کرونباخ 81/0 برآورد کرده است‌.

مقیاس مشکلات بین فردی[18]‌:‌‌ (فرم 32 سؤالی‌)‌،‌ یک ابزار خود گزارش‌دهی است. بارخام‌، ‌هاردی و استرتاپ‌ (1996‌)‌ این مقیاس را براساس تحلیل عاملی اکتشافی از فرم 127 سؤالی و با در نظر گرفتن چهارگویه‌ای طراحی کردند که بیشترین بار عاملی را در هر زیرمقیاس دارند و به‌منظور استفاده در خدمات بالینی طراحی شدند‌.‌ این مقیاس دارای 6 زیرمقیاس است‌:‌‌ صراحت و مردم‌آمیزی‌،‌ حمایت‌گری و مشارکت‌،‌ پرخاشگری‌،‌ گشودگی‌،‌ در نظر گرفتن دیگران و وابستگی به دیگران‌.‌ این گویه‌ها روی یک مقیاس لیکرت نمره‌گذاری می‌شوند‌.‌ کمترین نمره 32 و بیشترین نمره 160 به دست می‌آید و نمرۀ بالای 96 نشان‌دهندۀ مشکلات بین فردی بیشتر است‌.‌ بارخام و همکاران‌ (1996‌)‌ ضریب آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه و خرده‌مقیاس‌های صراحت و مردم‌آمیزی‌،‌ گشودگی‌،‌ در نظر گرفتن دیگران‌،‌ پرخاشگری‌،‌ حمایت گری و مشارکت و وابستگی را به‌ترتیب 82/0‌،‌ 83/0‌،‌ 63/0‌،‌ 60/0‌،‌ 83/0‌،‌ 71/0 و 63/0 گزارش کردند.‌ در پژوهش خواجه و خضری مقدم‌ (1395‌)‌،‌ ضریب آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه و خرده‌مقیاس‌های به‌ترتیب ذکرشدۀ بالا 79/0‌،‌ 75/0‌،‌ 60/0‌،‌ 60/0‌،‌ 73/0‌،‌ 70/0 و 65/0 به دست آمد‌.‌ پژوهش حاضر اعتبار این مقیاس را در کل نمرات با آلفای کرونباخ 78/0 برآورد کرد و برای خرده‌مقیاس‌ها به‌ترتیب ذکرشدۀ بالا 72/0‌،‌ 62/0‌،‌ 60/0‌،‌ 73/0‌،‌ 69/0 و 61/0 به دست آمد‌.

روش اجرا و تحلیل:‌ شرکت‌کنندگان پس از ارائۀ توضیح راجع به اهداف پژوهش‌،‌ محرمانه‌بودن اطلاعات و به‌کارگیری آنان برای اهداف پژوهش و اخذ رضایت کتبی برای پرکردن پرسشنامه‌ها در مطالعه شرکت کردند‌.‌ تجزیه‌وتحلیل‌های این پژوهش در دو سطح‌ توصیفی و استنباطی انجام شدند که در بخش توصیفی از میانگین و انحراف استاندارد و در بخش استنباطی از تحلیل مدل معادلات ساختاری (SEM) استفاده شد.

 

یافته‌ها

سن شرکت‌کنندگان این پژوهش در دامنه 25 تا 48 قرار داشت و 35% از شرکت‌کنندگان شاغل بودند‌.‌ در جدول 1‌،‌ نتایج آزمون معنی‌داری ضریب همبستگی پیرسون، رابطۀ مثبت و معنی‌داری بین متغیرهای ناگویی هیجانی و مشکلات بین فردی با متغیر دل‌زدگی زناشویی نشان ‌می‌دهند‌.‌ همچنین این نتایج حاکی از رابطۀ منفی و معنی‌دار بین متغیر شفقت خود با دل‌زدگی زناشویی نیز است‌.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 


جدول 1‌.‌ ضرایب همبستگی متغیرهای پژوهش

 

دل‌زدگی زناشویی

ناگویی هیجانی

مشکلات بین فردی

شفقت خود

دل‌زدگی زناشویی

1

     

ناگویی هیجانی

**572/0

1

   

مشکلات بین فردی

**343/0

145/0

1

 

شفقت خود

**368/0-

141/0-

131/0-

1

01/0** p ≤

 

 

 


در تحقیقاتی که هدف، آزمون مدل خاصی از رابطۀ بین متغیرهاست، از تحلیل مدل معادلات ساختاری (SEM) استفاده می‌شود. این مدل یک رویکرد جامع برای آزمون فرضیات دربارۀ روابط متغیرهای مشاهده‌شده و مکنون است (هومن، 60:1387). یکی از تکنیک‌های به‌کاررفتۀ SEM کمترین مربعات بخشی (PLS) است که بر واریانس بین سازه‌ها تمرکز کرده است. در PLS پارامترهای ساختاری و اندازه‌گیری ازطریق یک‌رویۀ تکراری تخمین زده می‌شوند که رگرسیون ساده و چندگانه را با کمترین مربعات معمولی (OLS) ترکیب می‌کند؛ بنابراین، از هرگونه فرض هم‌توزیعی متغیرهای مشاهده‌شده اجتناب می‌ورزد. این تکنیک ارزیابی هم‌زمان روایی و پایایی ابزار اندازه‌گیری سازه‌های تئوریکی را فراهم می‌سازد. برای ارزیابی مدل‌های سنجش و ساختاری با سازه‌های چند شاخصی با اثرات مستقیم و غیرمستقیم نیز استفاده می‌شوند (چوا و چن، 2009). در این پژوهش برای بررسی فرضیات پژوهش از نرم‌افزار smart pls استفاده‌ شده است. این نرم‌افزار از روش بوت استرپ برای بررسی روابط و بررسی نقش تعدیل‌گری متغیرها استفاده می‌کند.‌

برای بررسی مدل، ابتدا برای سنجش روابط متغیرهای پنهان با گویه‌های سنجش آنها از مدل بیرونی استفاده‌ شده است. مدل بیرونی، ارتباط گویه‌ها را با سازه‌ها بررسی می‌کند. درواقع تا ثابت نشود سؤالات پرسشنامه، متغیرهای پنهان را به‌خوبی اندازه‌گیری کرده‌اند، نمی‌توان روابط را آزمود. برای آنکه نشان داده شود متغیرهای پنهان به‌درستی اندازه‌گیری شده‌اند، از مدل بیرونی استفاده ‌شده است. به‌منظور بررسی این امر اعتبار سازه[19] مدل بررسی می‌شود که برای سنجش آن از دو اعتبار همگرایی[20]و اعتبار افتراقی[21] استفاده می‌شود. در اعتبار همگرا هر یک از بارهای عاملی (ضرایب رگرسیونی) می‌باید معنادار و از 4/0 بزرگ‌تر یا مساوی باشند؛ در غیر این صورت باید حذف شوند. همچنین حد مطلوب و پذیرفتنی روایی مرکب[22](CR) و میانگین واریانس استخراج‌شده (AVE) بررسی می‌شود و در اعتبار افتراقی به‌منظور بررسی نبود همپوشانی بین سازه‌های پرسشنامه در ارتباط با گویه‌های سنجیده‌شدۀ آن، کواریانس بین هر دو سازه نباید بیشتر از 9/0 باشد. جدول 2 نتایج تحلیل عاملی تأییدی را برای متغیرهای اصلی مدل نشان می‌دهد.

 

 

جدول 2. تحلیل عاملی تأییدی متغیرهای پنهان

مقیاس

زیر مقیاس

بار عاملی

انحراف استاندارد

آماره t

AVE

CR

دل‌زدگی زناشویی

خستگی جسمی

942/0

011/0

379/89

823/0

895/0

از پا افتادن عاطفی

874/0

044/0

004/20

از پا افتادن روانی

903/0

030/0

105/30

شفقت خود

خودمهربانی‌

750/0

074/0

157/10

507/0

859/0

خودانتقادی‌

698/0

080/0

696/8

انسانیت مشترک‌

675/0

077/0

788/8

انزوا

809/0

054/0

015/15

ذهن‌آگاهی

769/0

042/0

384/18

همانندسازی افراطی‌

540/0

102/0

298/5

مشکلات بین فردی

صراحت و مردم‌آمیزی‌

688/0

097/0

101/7

544/0

874/0

حمایت‌گری و مشارکت‌

814/0

063/0

824/12

پرخاشگری

867/0

042/0

580/20

گشودگی

719/0

095/0

569/7

در نظر گرفتن دیگران

798/0

079/0

068/10

وابستگی به دیگران‌

470/0

147/0

199/3

ناگویی هیجانی

دشواری در شناسایی احساس‌ها‌

927/0

021/0

851/44

794/0

891/0

دشواری در توصیف احساس‌ها

882/0

043/0

709/20

تفکر عینی

864/0

050/0

341/17

 

 

 

بر اساس نتایج جدول 2 ملاحظه می‌شود مقادیر بارهای عاملی همۀ گویه‌ها از 4/0 بیشتر است. همچنین مقادیر آماره t برای همۀ گویه‌ها از 96/1 بیشتر است. همچنین دو شاخص AVE و CR سازه‌های بررسی‌شده نیز در محدودۀ مطلوب قرار دارند؛ بنابراین، اعتبار گویه‌ها مطلوب است. برای اندازه‌گیری پایایی مدل در PLS از شاخص پایایی ترکیبی[23] استفاده می‌شود. پایایی مرکب هم بنا به گفتۀ فورنر و لارکر (1981) باید 7/0 یا بالاتر باشد که نشان از کافی‌بودن سازگاری درونی است. فورنل و لارکر (1981) استفاده از متوسط واریانس استخراج‌شدۀ (AVE) را به‌عنوان معیاری برای اعتبار همگرا پیشنهاد می‌کنند. حداقل AVE معادل 5/0 بیان‌کنندۀ اعتبار همگرای کافی است.

اعتبار واگرا یا افتراقی نسبتاً یک مفهوم تکمیل‌کننده است و در مدل‌سازی مسیری PLS، معیار فورنل - لارکر[24] برای آن مطرح ‌شده است: این معیار ادعا می‌کند یک متغیر باید در مقایسه با شاخص‌های سایر متغیرهای مکنون، پراکندگی بیشتری را در بین شاخص‌های خودش داشته باشد. می‌توان برای این آزمون، جذر AVE با همبستگی بین متغیرهای مکنون مقایسه شود که باید جذر AVE برای هر متغیر مکنون از مقدار همبستگی آن متغیر با سایر متغیرها بیشتر باشد. اعداد روی قطر اصلی، جذر AVE برای هر سازه را نشان می‌دهند.

 

جدول3. همبستگی متغیرها و جذر AVE

 

دل‌زدگی زناشویی

شفقت خود

مشکلات بین فردی

ناگویی هیجانی

دل‌زدگی زناشویی

907/.

 

 

 

شفقت خود

*617/0-

712/0

 

 

مشکلات بین فردی

*419/0

*553/0-

737/0

 

ناگویی هیجانی

*429/0

*580/0-

*649/0

891/0

 

 

 

با توجه به جدول 3، در بررسی تمام متغیرها، جذر AVE هر متغیر از مقدار همبستگی آن متغیر با سایر متغیرها بیشتر است و روایی واگرای مدل اندازه‌گیری تأیید می‌شود (اعداد زیرقطر اصلی، همبستگی دوبه‌دوی متغیرها هستند).

شکل 1 و 2، مدل معادلات ساختاری و نمودار مسیر مدل تحقیق را نشان می‌دهد.

 

 

 

شکل 1. مدل معادلات ساختاری به همراه قدرمطلق مقادیر آماره‌های t

 

شکل 2. مدل معادلات ساختاری به همراه ضرایب استانداردشده

 


به‌منظور ارزیابی مدل ساختاری (درونی) از معیارهای اساسی ضریب تعیین[25] و ارزیابی ضرایب مسیر استفاده می‌شود؛ در ادامه به‌تفکیکْ مراحل بررسی‌شدۀ این معیارها گزارش می‌شود. ضریب تعیین، نسبت به ضریب همبستگی، معیار گویاتری است. این ضریب بیان‌کنندۀ درصد تغییرات متغیر وابسته به‌وسیلۀ متغیرهای مستقل است. با توجه به شکل 2، ضریب تعیین دل‌زدگی زناشویی 397/0 است که این عدد بیان می‌کند 7/39 درصد از تغییرات متغیر دل‌زدگی زناشویی از شفقت خود، ناگویی هیجانی و مشکلات بین فردی تأثیر می‌گیرند و مابقی عواملی‌اند که در مدل در نظر گرفته نشده‌‌اند.

ارتباط پیش‌بین[26] (معیار استون - گایسر "Q2") که استون (1974) و گایسر (۱۹۷4) معرفی کردند، قدرت پیش‌بینی مدل را در متغیرهای وابسته مشخص می‌کند. به اعتقاد آنها مدل‌هایی که برازش بخش ساختاری پذیرفته‌شده‌ای دارند، باید قابلیت پیش‌بینی شاخص‌های مربوط به سازه‌های درون‌زای مدل را داشته باشند؛ بدین معنی که اگر در یک مدل، روابط بین سازه‌ها به‌درستی تعریف‌ شده باشند، سازه‌ها قادر خواهند بود بر شاخص‌های یکدیگر تأثیر کافی بگذارند و از این راه، فرضیه‌ها به‌درستی تأیید شوند. مقدار Q2 باید دربارۀ تمامی سازه‌های درون‌زا محاسبه شود. سه مقدار 02/0، 15/0 و 35/0 را قدرت پیش‌بینی کم، متوسط و قوی تعیین کرده‌اند. معیار استون برای دل‌زدگی زناشویی برابر با 294/0 است. در جدول 4 معنی‌داری مسیرهای بین متغیرهای پنهان ازنظر آماری با مقادیر t به‌عنوان آمارۀ آزمون گزارش‌ شده است.

.

 

جدول 4. نتایج مدل ساختاری تحقیق

مسیر

ضریب مسیر استانداردشده

انحراف معیار

قدرمطلق آماره t

نتیجه

شفقت خود -> دل‌زدگی زناشویی

522/0-

080/0

512/6

تائید

مشکلات بین فردی -> دل‌زدگی زناشویی

115/0

046/0

487/2

تائید

ناگویی هیجانی -> دل‌زدگی زناشویی

141/0

064/0

179/2

تائید

اثر تعدیل‌گری شفقت خود بر مسیر

ضریب مسیر استانداردشده

انحراف معیار

آماره t

نتیجه

مشکلات بین فردی -> دل‌زدگی زناشویی

106/0-

040/0

599/2

تائید

ناگویی هیجانی -> دل‌زدگی زناشویی

175/0

058/0

975/2

تائید

 

 

 

 


نتایج معناداری ضرایب براساس مقدار آماره t گزارش ‌شده است؛ به‌طوری‌که اگر مقدار آماره t از 96/1 بیشتر باشد، با اطمینان 95 درصد متغیر مستقل بر متغیر وابسته تأثیر دارد. طبق جدول 4، مقدار قدرمطلق آماره t برای نقش تعدیل‌کنندۀ شفقت خود در رابطۀ مشکلات بین فردی بر دل‌زدگی زناشویی زنان برابر با 599/2 و از 96/1 بیشتر است؛ بنابراین، با اطمینان 95 درصد، شفقت خود در رابطۀ مشکلات بین فردی بر دل‌زدگی زناشویی زنان با سازگاری پایین نقش تعدیل‌کننده دارد‌. مقدار ضریب مسیر برابر با 106/0- و منفی است؛ بنابراین، شفقت خود در رابطۀ مشکلات بین فردی بر دل‌زدگی زناشویی زنان با سازگاری پایین نقش تعدیل‌کنندۀ منفی دارد‌؛ بنابراین، فرضیۀ اول تحقیق تأیید می‌شود. همچنین براساس نتایج جدول 4، مقدار قدرمطلق آماره t برای نقش تعدیل‌کنندۀ شفقت خود در رابطۀ ناگویی هیجانی بر دل‌زدگی زناشویی زنان برابر با 975/2 و از 96/1 بیشتر است؛ بنابراین، با اطمینان 95 درصد، شفقت خود در رابطۀ ناگویی هیجانی بر دل‌زدگی زناشویی زنان با سازگاری پایین نقش تعدیل‌کننده دارد‌. مقدار ضریب مسیر برابر با 175/0- و منفی است؛ بنابراین، شفقت خود در رابطۀ ناگویی هیجانی بر دل‌زدگی زناشویی زنان با سازگاری پایین نقش تعدیل‌کنندۀ منفی دارد‌؛ بنابراین، فرضیۀ دوم تحقیق نیز تأیید می‌شود.‌

بحث

هدف از پژوهش حاضر، بررسی نقش تعدیل‌کنندۀ شفقت خود در رابطۀ ناگویی هیجانی و مشکلات بین فردی بر دل‌زدگی زناشویی در زنان با سازگاری پایین بود‌.‌ نتایج پژوهش حاضر نشان دادند در رابطۀ مشکلات بین فردی بر دل‌زدگی زناشویی در زنان با سازگاری پایین،‌ شفقت خود نقش تعدیل‌کننده دارد؛ در بررسی پژوهش‌های داخل و خارج از ایران، پژوهشی یافت نشد که چنین رابطه‌ای را با‌ متغیرهای پژوهش حاضر بررسی کرده باشد؛ اما نتایج پژوهش حاضر‌ با صفی‌پوریان و همکاران (1395‌)‌ به‌طور غیرمستقیم همسو است‌.‌ در تبیین نتایج این پژوهش باید گفت شفقت خود به‌صورتی معنادار با داشتن شفقت نسبت به دیگران نیز همراه است‌ (نف و پامیر‌، 2013‌)‌ که این امر می‌تواند در تعارضات بین فردی به‌ویژه تعارضات زناشویی نقش تعیین‌کننده داشته باشد‌.‌ درواقع شفقت خود با انسانی‌ساختن رابطۀ زناشویی که بر اساس آن،‌ همۀ انسان‌ها دارای نقص‌اند‌،‌ اشتباه می‌کنند‌،‌ درگیر رفتارهای ناسالم و نیز باعث درد و رنج همسر خود و به جریان انداختن و تقویت بخشش زناشویی می‌شوند (رجبی، حریزاوی‌ و تقی‌پور‌، 1395‌)‌. بخشندگی از دو طریقِ کاهش رفتارهای منفی و افزایش رفتارهای مثبت‌،‌ باعث کاهش تعارض زناشویی و به‌تبع آن، کاهش دل‌زدگی می‌شود‌.‌ درحقیقت‌،‌ افزایش احساسات مثبت ناشی از بخشیدن یا بخشیده‌شدن‌،‌ تقویتی است برای انجام دوبارۀ این عمل که به‌ دنبال آن، تعارض‌ها را کاهش می‌دهد و از بروز دل‌زدگی زناشویی جلوگیری می‌کند‌ (ساداتی و همکاران‌،‌ 1393‌)‌.

همچنین شفقت خود با ایجاد برخی ویژگی‌های مثبت چون ادراک معقول از خود‌،‌ صبر و بردباری و تعادل هیجانی در طول تجربه‌های دشوار و نیز یادآوری این نکته به شخص که ناملایمات و بدبیاری‌ها برای همگان اتفاق می‌افتد‌،‌ از اثرات منفی آنها پیشگیری می‌کند‌ (رجبی و همکاران‌، 1395‌)‌.‌ افراد با شفقت خود نسبت به خود‌،‌ هیجانات مثبت تولید می‌کنند‌ (نف و کاستیگان‌،‌ 2014‌)‌ و هیجانات مثبت به افراد کمک می‌کند اجتماعی‌تر باشند و روابط بین فردی موفق‌تری داشته باشند‌.‌ این امر به این دلیل است که هیجان‌های مثبت، احساس فرد از خویشتن را به‌گونه‌ای وسعت می‌دهند که دیگران را نیز شامل می‌شود‌.‌ این موضوع در طول زمان به شکل‌گیری احساس همپوشانی خود - دیگری یا به‌نوعی احساس «وحدت» منجر می‌شود‌.‌ احساس خود - دیگری پیش‌بینی‌‌‌کنندۀ درک بیشتر نسبت به دیگران است که خود به گسترش و تداوم روابط بین فردی می‌انجامد‌ (علوی و همکاران‌،‌ 1395‌)‌.

نتایج پژوهش حاضر نشان دادند در رابطۀ ناگویی هیجانی با دل‌زدگی زناشویی در زنان با سازگاری پایین شفقت خود نقش تعدیل‌کننده دارد‌؛ این نتایج‌ با پژوهش‌های صداقتی‌فرد و ابراهیمی‌ (1395‌)‌ و یاقوتیان، سلیمانیان‌ و محمدزاده ابراهیمی‌ (1394‌) همسو است‌.‌ در تبیین نتایج اخیر پژوهش حاضر، توانایی ایجاد و حفظ‌ رابطۀ عاشقانه و رضایت‌بخش، نیازمند توانایی تشخیص هیجانات و توانایی ابراز آنها و درک و توجه به احساسات دیگران است‌. گاتمن‌،‌ کوآن‌،‌ کارر و اسوانسون[27]‌‌ (گاتمن‌،‌ کوآن‌،‌ کارر و اسوانسون، 1998 به نقل از فتوحی و همکاران، 1396)‌ مطرح کردند حمایت و درگیری هیجانی اجزای اساسی رابطۀ زناشویی است و این عوامل در مقایسه با تعارضات فردی‌،‌ با قدرت بیشتری ‌می‌تواند آیندۀ رابطه را پیش‌بینی کند‌.‌ به عبارتی‌،‌ لحن ابراز هیجانی بین زوجین بسیار مهم‌تر از محتوای گفتگوها و توانایی حل تعارضاتشان است‌ و با توجه به اینکه‌ تجربۀ احساسات منفی همچون درماندگی‌،‌ نومیدی‌ در میان زوجین با دل‌زدگی زناشویی تجربۀ رایجی است، نیاز به نگرش امیدوارانه و درک‌‌‌کننده نسبت به خود و همچنین داشتن برداشتی متعادل از احساسات منفی و یادآوری تجربه‌های مشترک انسانی حائز اهمیت است‌ (اسبارا و امری‌، 2005‌)‌.‌‌ سازۀ شفقت خود با سبک‌های مقابله و نظم‌جویی هیجانی نیز مرتبط است‌.‌ براساس مؤلفۀ ذهن‌آگاهی در شفقت خود که درواقع پذیرش لحظۀ حال بدون قضاوت است، فردْ دیگر از احساسات دردناک و ناراحت‌کننده اجتناب نمی‌کند‌؛‌ بلکه با مهربانی‌،‌ فهم و احساس اشتراکات انسانی‌،‌ به آنها نزدیک می‌شود‌؛‌ بنابراین، هیجان‌های منفی به حالت احساسی مثبت‌تری تبدیل می‌شوند و به فرد فرصت درک دقیق‌تر شرایط و انتخاب کارهای مؤثر برای تغییر خود یا شرایط به‌صورتی اثربخش و مناسب می‌دهند؛ درواقع همان فرصتی که در یک رابطۀ آسیب‌دیدۀ زناشویی نیاز آن احساس می‌شود‌.‌ درواقع شفقت خود واکنش احساسی معتدل افراد به رویدادهای منفی است که به افراد کمک می‌کند تا خود و تجارب زندگی خود را دقیق‌تر ارزیابی کنند و درنهایت موجب می‌شود واکنش‌های غمگینی و اضطراب افراد به اتفاقات طبیعی‌،‌ رویدادهای منفی خیالی و واقعی کاهش یابد‌ (نف و همکاران، 2005‌)‌.‌

پژوهش حاضر با محدودیت‌هایی نیز روبه‌رو بود؛ ازجمله داده‌ها با استفاده از ابزار خودسنجی جمع‌آوری ‌شده‌اند که احتمال می‌رود گاهی با دقت پاسخ داده نشده باشد‌.‌ پژوهش حاضر، تنها در 4 مرکز و شهر مشهد انجام‌ شده است‌؛ درنتیجه،‌ نتایج آن نمی‌تواند نمایندۀ کل جمعیت زنان با سازگاری پایین کشور باشد و با توجه به اینکه پژوهش از نوع همبستگی است‌،‌ امکان نتیجه‌گیری علّی وجود ندارد‌.‌ با توجه به نتایج پژوهش حاضر‌،‌ پیشنهاد می‌شود در تحقیقات آینده برای طرح‌ریزی پروتکل‌های درمانی مختص این گروه زنان، به مقایسۀ زنان با دل‌زدگی زناشویی با زنان فاقد دل‌زدگی زناشویی در مؤلفه‌های مختلف شفقت خود‌،‌ ناگویی هیجانی و مشکلات بین فردی پرداخته شود‌.‌ پیشنهاد می‌شود در تحقیقات آینده، متغیرهای تعدیل‌کننده یا واسطه‌ای ازجمله میزان سن‌،‌ سطوح فرهنگی - اقتصادی و تحصیلی لحاظ شود‌؛‌ بنابراین، انجام پژوهش‌های مکمل که این متغیرها را به‌طور هم‌زمان بررسی کند،‌ برای پژوهش‌های آینده پیشنهاد می‌شود‌.



[1] couple boredom

[2] alexithymia

[3] Cordova, Gee & Warren

[4] Mirgian

[5] Sangkian & Heuikwang

[6] Golman

[7] interpersonal problems

[8] Vangelisiti, Reis, & Fitzpatrick

[9] Olson & Olson

[10] Wilson, Revelle, Stroud, & Durbin

[11] self-compassion

[12] Spanier marital adjustment inventory

[13] Sharply & Cross

[14] Thompsonal

[15] Toronto alexithymia scale

[16] couple burnout measurement (CBM)

[17] self-compassion measurement

[18] interpersonal problem scale

[19] construct validity

[20] convergent validity

[21] discriminant validity

[22] composite reliability

 

[23] composite reliability

 

[24] Fornell-Larcker criterion

[25] coefficient of determination

[26] criterion of predictive relevance

[27] Gottman, Coan, Carrère & Swanson

امانی‌،‌ ا‌.‌‌ (1391‌)‌.‌ پیش‌بینی رضایت زناشویی زنان براساس رضایت جنسی‌،ناگویی هیجانی و تصویر بدنی‌.‌ پایان‌نامۀ کارشناسی ارشد‌،‌ دانشگاه شیراز‌،‌ پردیس بین‌الملل‌.

ایزدی‌،‌ ن‌.‌ و سجادیان‌،‌ ا‌.‌‌ (1396‌)‌.‌ رابطۀ سازگاری زناشویی و استرس مرتبط با ناباروری‌:‌ نقش میانجی‌گری شفقت خود و خودقضاوتی‌.‌ نشریۀ روان‌پرستاری‌،‌ 5‌ (2‌)‌، 15-22.

بشارت‌،‌ م‌.‌ ع‌.‌ و گنجی‌،‌ پ‌.‌‌ (1391‌)‌.‌ نقش تعدیل‌کنندۀ سبک‌های دل‌بستگی در رابطۀ بین ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی‌.‌ مجلۀ اصول بهداشت روانی‌،‌ 14‌ (56‌)‌، 324-335‌.

‌‌ تقوی‌،‌ م‌.‌،‌ نجفی‌،‌ م‌.‌،‌ کیان ارثی‌،‌ ف و آقایان‌،‌ ش‌.‌‌ (1392‌)‌.‌ مقایسۀ ناگویی خلقی‌،‌ سبک‌های دفاعی و اضطراب صفت حالت در بیماران مبتلا به - اختلال اضطراب فراگیر‌،‌ افسردگی اساسی و افراد عادی‌.‌ مجلۀ روانشناسی بالینی‌،‌ 5‌ (2‌)، 67-76.

حسینی‌،‌ ا‌،‌ زهراکار‌،‌ ک‌.‌،‌ داورنیا‌،‌ ر‌.‌،‌ شاکری‌،‌ م‌.‌ و محمدی‌،‌ ب‌.‌‌ (1394‌)‌.‌ رابطۀ تعهد زناشویی با ویژگی‌های شخصیتی‌.‌ مجلۀ دانشگاه علوم پزشکی سبزوار‌،‌ 22‌ (5‌)‌، 788-795.

حسین‌نژاد، م. (1374). مطالعۀ میزان ناسازگاری در بین والدین با کودکان عقب‌ماندۀ ذهنی. پایان‌نامۀ کارشناسی ارشد. دانشگاه علامه طباطبایی. تهران.

خسروی‌،‌ ص‌.‌،‌ صادقی‌،‌ م‌.‌ و یابنده‌،‌ م‌. ر‌.‌‌ (1392‌)‌.‌ کفایت روان‌سنجی مقیاس شفقت خود‌ (SCS‌)‌.‌ فصلنامۀ روش‌ها و مدل‌های روانشناختی‌،‌ 3‌‌ (13‌)، 49-59.

خواجه‌،‌ ف‌.‌ و خضری مقدم‌،‌ ا‌.‌‌ (1395‌)‌.‌ رابطۀ ناگویی هیجانی و مشکلات بین فردی با رضایت زناشویی در پرستاران زن متأهل‌.‌ ماهنامۀ دانشکده پرستاری و مامایی ارومیه‌،‌ 14‌ (7‌)‌،‌ 630-638‌.

رجبی‌،‌ غ‌.‌،‌ حریزاوی‌،‌ م‌.‌ و تقی‌پور‌،‌ م‌.‌‌ (1395‌)‌.‌ ارزیابی مدل رابطۀ خوددلسوزی‌،‌ همدلی زناشویی و افسردگی با میانجی‌‌‌گری بخشش زناشویی در زنان‌.‌ دو فصلنامۀ مشاوره کاربردی‌،‌ 6‌ (2‌)‌،‌ 1-22‌.

رستمی‌،‌ م‌.‌،‌ عبدی‌،‌ م و حیدری‌،‌ ح‌.‌‌ (1393‌)‌.‌ رابطۀ انواع بدرفتاری در دوران کودکی با شفقت بر خود و سلامت روانی در افراد متأهل‌.‌ فصلنامۀ اصول بهداشت روانی‌،‌ 16‌ (62‌)،130-141.

زارعی محمودآبادی‌،‌ ح‌.‌‌ (1396‌)‌.‌ اثربخشی آموزش زوج‌درمانی مثبت‌نگر بر صمیمیت زناشویی و امید به زندگی زنان عادی شهرستان بافق‌.‌ طلوع بهداشت‌،‌ ۱۶‌ (۲‌)‌،‌ 98-109.

ساداتی‌،‌ ا‌.‌،‌ مهرابی‌زاده هنرمند‌،‌ م‌.‌ و سودانی‌،‌ م‌.‌‌ (1393‌)‌.‌ رابطۀ علّی تمایزیافتگی‌،‌ نورزگرایی و بخشندگی با دل‌زدگی زناشویی با واسطۀ تعارض زناشویی‌.‌ روانشناسی خانواده‌،‌ 1‌ (2‌)‌، 55-68.

شهریاری‌پور‌،‌ ر‌.‌،‌ نجفی‌،‌ س‌.‌،‌ امین بیدختی‌،‌ ع‌.‌ ا‌.‌،‌ رئوفی‌،‌ م‌.‌ و مرادی‌،‌ ف‌.‌‌ (1396‌)‌.‌ نقش دین‌داری و مسئولیت‌پذیری در پیش‌بینی تعهد زناشویی دانشجویان‌.‌ پژوهش‌های مشاوره‌،‌ 16‌ (63‌)‌،‌1-20.

شیخ‌الاسلامی‌،‌ ع‌.‌،‌ خداکریمی‌،‌ ش‌.‌،‌ داداش‌زاده‌،‌ م‌.‌‌ (1396‌)‌.‌ پیش‌بینی تعهد زناشویی براساس رضایت جنسی‌،‌ سلامت معنوی‌:‌ نقش میانجی مسئولیت‌پذیری‌.‌ دین و سلامت‌،‌ 5‌ (1‌)‌، 21-31‌.

شیوندی‌،‌ ک‌.‌،‌ نعیمی‌،‌ ا‌.‌،‌ فرشاد‌،‌ م‌.‌ ر‌.‌‌ (1395‌)‌.‌ ارائۀ مدل ساختاری خود - دلسوزی و بهزیستی روانشناختی با میانجی‌گری عزت‌نفس و تصویر بدنی در دانشجویان دختر دانشگاه شیراز‌.‌ مطالعات روانشناسی بالینی‌.‌ 6‌ (2‌)‌، 115-133.‌

صداقتی‌فرد‌،‌ م‌.‌ و ابراهیمی‌،‌ م‌.‌‌ (1395‌)‌.‌ بررسی رابطۀ بین باورهای ارتباطی و ناگویی خلقی با دل‌زدگی زناشویی زنان مراجعه‌کننده به مراکز بهداشت شهرستان ورامین‌.فصلنامۀ تازه‌های روانشناسی صنعتی/سازمانی‌،‌ 7‌ (25‌)‌،‌ 9-20.‌

صفی‌پوریان‌،‌ ش‌.‌،‌ قدمی‌،‌ ا‌.‌،‌ خاکپور‌،‌ م‌.‌،‌ سودانی‌،‌ م‌.‌ و مهرآفرید‌،‌ م‌.‌‌ (1395‌)‌.‌ تأثیر مشاوره گروهی با روش درمان بین فردی‌ (IPT‌)‌ بر کاهش دل‌زدگی زناشویی زنان متقاضی طلاق‌.‌ نشریۀ آموزش پرستاری‌،‌ 5‌ (1‌)‌،‌1-11.

علوی‌،‌ خ‌.‌،‌ اصغری مقدم‌،‌ م‌.‌ ع‌.‌،‌ رحیمی‌نژاد‌،‌ ع‌.‌،‌ فراهانی‌،‌ ح‌.‌ و علامه‌،‌ ز‌.‌‌ (1395‌)‌.‌ رابطۀ دوسوگرایی در ابراز هیجان و افسردگی‌:‌ نقش واسطه‌ای مشکلات بین فردی‌.‌ اندیشه و رفتار‌،‌ 11‌ (41‌)‌،‌ 27-36.

فتوحی‌،‌ س‌.‌،‌ میکائیلی‌،‌ ن‌.‌،‌ عطادخت‌،‌ ا‌.‌ و حاجلو‌،‌ ن‌.‌‌ (1396‌)‌.‌ اثربخشی زوج درمانی مبتنی بر فراهیجان بر سازگاری و دل‌زدگی زناشویی در همسران دارای تعارض‌.‌ فصلنامۀ فرهنگی تربیتی زنان خانواده‌،‌ 12‌ (3‌)‌،‌ 45-64.

قزلسفلو‌،‌ م‌.‌،‌ جزایری‌،‌ ر‌.‌،‌ بهرامی‌،‌ ف‌.‌ و محمدی‌،‌ ر‌.‌‌ (1395‌)‌.‌ سبک‌های زوجی و شفقت خود به‌عنوان پیش‌بین‌های رضایت زناشویی‌.‌ دو فصلنامۀ مشاوره کاربردی‌،‌ 5‌ (2‌)‌، 79-96.

مسرت مشهدی‌،‌ ز‌.‌،‌ دولتشاهی‌،‌ ب‌.‌‌ (1396‌)‌.‌ بررسی اثرپذیری میزان سازگاری زناشویی از باورهای غیرمنطقی‌.‌ رویش روانشناسی‌،‌ 6‌ (1‌)‌، 69-84‌.

ملازاده، ج.، منصور، م.، اژه‌ای، ج. و کیامنش، ع. (1381). سبک‌های رویاروگری و سازگاری زناشویی در فرزندان شاهد. مجلۀ روانشناسی. 6، 275-255.

نادری، ف.، افتخار، ز. و آملازاده، ص. (1388). رابطۀ ویژگی‌های شخصیت و روابط صمیمی همسر با دل‌زدگی زناشویی در همسران معتادان مرد اهواز. یافته‌های نو در روانشناسی، 3 (11)، 61-68.

نصیری‌،‌ ح‌.‌ و جوکار‌،‌ ب‌.‌‌ (1387‌)‌.‌ معناداری زندگی‌،‌ امید‌،‌ رضایت از زندگی و سلامت روان در زنان‌.پژوهش زنان‌،‌ 6‌ (2‌)‌،‌57-176.

نویدی‌،‌ ف‌؛ ادیب راد، ن و صباغیان، ز. (1384‌)‌.‌ بررسی و مقایسه رابطۀ دل‌زدگی زناشویی با عوامل جو سازمانی در کارکنان ادارات آموزش و پرورش و پرستاران بیمارستان‌های شهر تهران‌. پایان‌نامۀ کارشناسی ارشد. دانشگاه شهید بهشتی.

هومن، ح. ع. (1387). مدل‌یابی معادلات ساختاری با کاربرد نرم‌افزار لیزرل. سازمان مطالعه و تدوین کتب علوم انسانی دانشگاهها. تهران.

یاقوتیان‌،‌ م‌.‌،‌ سلیمانیان‌،‌ ع‌. ‌ا‌.‌ و محمدزاده ابراهیمی‌،‌ ع‌.‌‌ (1394‌)‌.‌ پیش‌بینی دل‌زدگی زناشویی از روی متغیرهای ناگویی هیجانی و باورهای ارتباطی‌.پایان‌نامۀ کارشناسی ارشد‌،‌ دانشگاه آزاد اسلامی بجنورد‌.

Bagby, R. M., Taylor, G. J., & Parker, J. D. A. (1994). The twenty-item Toronto Alexithymia

Scale: II. Convergent, discriminant, and concurrent validity. Journal of PsychosomaticResearch. 38, 33-40.

Barkham, M., Hardy, G. E., & Startup, M. (1996). The IIP‐32: A short version of the Inventory of Interpersonal Problems. British Journal of Clinical Psychology, 35 (1), 3-21.

Byrne, B. M. (2010). Structural Equation Modeling with AMOS Basic Concepts, Applications, and Programming. New York: Taylor and Francis Group.

Chalah, M. A., & Ayache, S. S. (2017). Alexithymia in multiple sclerosis: A systematic review of literature. Neuropsychologia, 104, 31–47.

Choua, S. W., & Chen, P. Y. (2009). The influence of individual differences on continuance intentions of enterprise resource planning (ERP). Int. J. Human Computer Studies, 67 (6), 484–496.

Chu, X.-W., Fan, C.-Y., Liu, Q.-Q., & Zhou, Z.-K. (2018). Cyberbullying victimization and symptoms of depression and anxiety among Chinese adolescents: Examining hopelessness as a mediator and self-compassion as a moderator. Computers in Human Behavior, 86, 377–38.‌

Cordova, J. V., Gee, C. B., & Warren, L. Z. (2005). Emotional Skillfulness in Marriage: Intimacy as a Mediator of the Relationship between Emotional Skillfulness and Marital Satisfaction. Journal of Social and Clinical Psychology, 24 (2), 218-235.

Fornell, C. & Larcker, D. (1981). Evaluating structural equation models with unobservable and measuring error. Journal of High TechnologyManagement Reasearch. 39-50.

Fryecox, N., & Colin, R. (2013). Alexithymia and marital quality: The mediating roles of loneliness and intimate communication. Journal Family Psychology, 27 (2), 203-211.

Geisser, S. (1974). A Predictive Approach to the Random Effects Model, Biometrika, 61(1): 101-107.

Horowitz, L. M. (1979). On the cognitive structure of interpersonal problems treated in psychotherapy. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 47, 5-15.

Humphreys, T. P., Wood, L. M. & Parker, J. D. A. (2009). Alexithymia and satisfaction in intimate relationships. Personality and Individual Differences, 46 (1), 43-47.

Jacobson, E. H. K., Wilson, K. G., Solomon Kurz, A., & Kellum, K. K. (2018). Examining self-compassion in romantic relationships. Journal of Contextual Behavioral Science. 8, 69–73.

Kafetsiosa, K. & Hess, U. (2018). Seeing mixed emotions: Alexithymia, emotion perception bias, and quality in dyadic interactions. Personality and Individual Differences. 137, 80-85.

Kally, E. (2010). Work Stress. Personal life and burnout. Cognition, Brain, Behavior, 14 (3), 261-280.

Lee, V. (2010). The impact of alexithymia, emotional intelligence, marital. [Doctoral desertation in Psychology].‌ Howard University, USA.

Mirgain, S. A., & Cordova, J. V. (2007). Cognitive emotion regulation skills and marital health: the association between observed and self reported emotion skills, intimacy and marital satisfaction. Journal of Social and Clinical Psychology, 26 (9): 983_1009.

Mutlu, B., Erkut, Z., Yildirim, Z., Gündoğdu, N. (2018). A review on the relationship between marital adjustment and maternal attachment. Revista da Associação Médica Brasileira. 64 (3), 243-252.

Mazzarantani, J. (2011). The divorce survival guide: What you need to know to protect your emotional and financial security. Miami: Jules Mazzarantani PLLC.

Neff, K. D. (2003). The development andvalidation of a scale to measure selfcompassion. Self and Identity, 2 (3), 223-250.

Neff, K. D. & Costigan, A. P. (2013). Self-Compassion, Wellbeing and Happiness. Psychologie in Österreich. 2/3, 114-119.

 

Neff, KD., Hseih, Y., & Dejitthirat, K. (2005). Self-compassion, achievement goals, and coping with academic failure. Self and Identity, 4, 263-87.

Neff, K. D., & Pommier, E. (2013). The relationship between self-compassion and other-ocused concern among college undergraduates, community adults, and practicing meditators. Self and Identity. 12 (2), 160-176.

Pines, A. M. & Nunes, R. (2003). The relationship between career and couple burnout: Implications for career and couple counseling. Journal of Employment Counseling, 40 (2), 50-64.

Pines, A. M. (1996). Couple burnout. New York: Routledge.

Sbarra, D. A. & Emery, R. E. (2005). The emotional sequelae of nonmarital relationship dissolution: analysis of change and intraindividual variability over time. Pers Relatsh. (12), 213-32.

Sbarra, D. A., Smith, H. L., & Mehl, M. R. (2012). When leaving your ex, love yourself: observational ratings of self-compassion predict the course of emotional recovery following marital separation. Journal of Psychological Science, 23(3): 261-269.

Stone, M. (1974). Cross-Validatory Choice and Assessment of Statistical Predictions, Journal of the Royal Statistical Society, 36(2): pp 111-147.

Yarnell, L. M., & Neff, K. D. (2012). Self-compassion, interpersonal conflict resolutions, and well-being. Self and Identity, 1, 1–14.