تدوین مدل رشد پس از سانحه براساس طرحواره‌های هیجانی با نقش میانجی شفقت به خود در بین زنان سوگوار از مرگ همسر ناشی از بیماری کرونا

نوع مقاله : مقاله پژوهشی

نویسندگان

دانشیار گروه روانشناسی، دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی، دانشگاه پیام نور، تهران، ایران

چکیده

مرگ همسر به‌منزلۀ رویدادی سهمگین می‌تواند پیامدهای روانی بسیاری را به دنبال داشته باشد. در چنین شرایطی، برخی از افراد ممکن است با وجود مواجهه با واقعه‌ای دردناک، رشد پس از سانحه را تجربه کنند؛ از این رو، شناسایی عوامل دخیل در این پدیده حائز اهمیت است. مطالعه حاضر با هدف تدوین مدل رشد پس از سانحه براساس طرحواره‌های هیجانی با نقش میانجی شفقت به خود در بین زنان سوگوار از مرگ همسر ناشی از بیماری کرونا انجام شد. روش پژوهش، توصیفی - همبستگی و از نوع مدل‌سازی معادلات ساختاری بود. نمونه شامل 330 نفر از زنان سوگوار مرگ همسر در اثر بیماری کرونا بود که به پرسشنامه‌های رشد پس از سانحه، طرحواره‌های هیجانی و شفقت به خود پاسخ دادند. برای تحلیل داده‌ها از ضریب همبستگی پیرسون و روش معادلات ساختاری استفاده شد. طبق نتایج، اثر مستقیم کنترل‌ناپذیر بودن، غیرمنطقی بودن، عدم پذیرش هیجانات، گناه، ابراز هیجانات و تأییدطلبی بر شفقت به خود و رشد پس از سانحه و اثر مستقیم شفقت به خود بر رشد پس از سانحه معنی‌دار است. اثر غیرمستقیم کنترل‌ناپذیر بودن، غیرمنطقی بودن، عدم پذیرش هیجانات، گناه، ابراز هیجانات و تأییدطلبی بر رشد پس از سانحه معنی‌دار است؛ بنابراین، شفقت به خود به‌عنوان متغیر میانجی در رابطه بین طرحواره‌های هیجانیو رشد پس از سانحه دارای نقش معنی‌دار است. با توجه به نتایج، برای ارتقای رشد پس از سانحه در افراد سوگوار می‌توان به طراحی مداخلاتی مبتنی بر اصلاح طرحواره‌های هیجانی و شفقت به خود اقدام کرد.
 

کلیدواژه‌ها

عنوان مقاله [English]

Developing a Post-Traumatic Growth Model Based on Emotional Schemas among Women Mourning the Death of Their Spouse Due to Corona Disease: The Mediating Role of Self-Compassion

نویسندگان [English]

  • Mansooreh Nikoogoftar
  • Kamran Shoorangiz
Associate Professor of Psychology, University of Payame Noor, Tehran, Iran
چکیده [English]

The death of a spouse can have many psychological consequences. In such a situation, some people may experience post-traumatic growth despite facing a painful event. Therefore, it is important to identify the factors involved in this phenomenon. The present study was conducted with the aim of developing a model of post-traumatic growth based on emotional schemas with the mediating role of self-compassion among women mourning the death of their husbands due to corona disease. The design of the study was descriptive-correlation and structural equation modeling. The sample consisted of 330 women mourning the death of their husband due to corona disease, who responded to questionnaires of post-traumatic growth, emotional schemas, and self-compassion. Pearson's correlation coefficient and structural equation method were used to analyze the data. According to the results, the direct effect of uncontrollability, irrationality, non-acceptance of emotions, guilt, expressing emotions and seeking approval on self-compassion and post-traumatic growth and the direct effect of self-compassion on post-traumatic growth were significant. The indirect effect of uncontrollability, irrationality, non-acceptance of emotions, guilt, expressing emotions and seeking approval on post-traumatic growth was significant. Therefore, self-compassion had a significant role as a mediating variable in the relationship between emotional schemas and post-traumatic growth. According to the results, it can be said that in order to promote post-traumatic growth in bereaved people, it is possible to design interventions based on the modification of emotional schemas and self-compassion.
  Introduction
Since 2019, the coronavirus has increasingly spread throughout the world. Despite the extensive measures to contain that, contracting this virus has caused the loss of many people (Nasrollahzadeh Sabet et al., 2020). In this epidemic disease, many women face a traumatic situation due to the loss of their husbands, which can be a turning point in their lives (Drefahl et al., 2020). According to the evidence, some people who faced trauma report intrapersonal growth, which is referred to as post-traumatic growth (Tedeschi & Calhoun, 2004). Post-traumatic growth appears when trying to cope with a distressing situation. It helps a person control psychological and ultimately to a broader sense of wisdom (Park & Jeong, 2022). It seems that emotional schemas are one of the factors that affect post-traumatic growth. Emotional schemas refer to the beliefs that each person has about appropriate actions against unpleasant emotions (Leahy, 2002). People evaluate their experiences based on the content of their emotional schemas and distorted interpretation causes various mental disorders (Edwards & Wupperman, 2019). It seems that emotional schema predicts mental health through an effect on self-compassion. Self-compassion is an optimistic attitude towards oneself in unpleasant situations, which is a decisive factor in protecting a person from problems by increasing the level of resilience (Wilson et al., 2022). When facing failure, people with high self-compassion treat themselves with kindness and instead of blaming themselves, accept them without any judgment. Accordingly, this study examined the mediating role of self-compassion in the relationship between emotional schemas and post-traumatic growth in women grieving the death of a spouse.
 
 
Method
This present study was a descriptive-correlational research and used structural equation modeling to investigate the relationship between the variables. The statistical population of the research included all women who mourned the death of their husbands due to corona disease in the 5th district of Tehran. Using purposive sampling, 330 people were selected according to the entry and exit criteria. The entry criteria include the age range of 20 to 70 years, a mourning period of at least 6 months, consent to participate in the study, not having a mental disorder (diagnosed by a psychologist or psychiatrist) or a history of drug and alcohol addiction, and no history of divorce and remarriage. Exclusion criteria included dissatisfaction with participating in the study and defects in the questionnaires. The data were collected using the Post-Traumatic Growth Questionnaire of Tedeschi and Calhoun (1996), Leahy's Questionnaire of emotional schemas (2002), and Neff's self-compassion (2003).
 
Results
The results indicated that post-traumatic growth with self-compassion (0.30) had a significant positive relationship. Post-traumatic growth with the components of being uncontrollable, irrational, accepting emotions, seeking approval, guilt, expressing emotions had a significant negative relationship. Goodness was used to determine the adequacy of the proposed model with the data, the results of which are reported in Table 1.
 
 
Table1
 Model fit Indices of the Mediating Role of Self-Compassion in the Relationship between Post-Traumatic Growth and Emotional Schemas




X2


df


P


X2/df


RMSEA


GFI


AGFI


CFI


TLI


IFI


NFI




52.74


18


<0.05


2.92


0.077


0.91


0.97


0.90


0.94


0.91


0.96




 
According to the value of the model fit evaluation indices in Table 1, it can be

concluded that the model fit the data well.
 
 
 
Table2
 Standard and Unstandardized Coefficients of Significant Direct Paths of the Hypothesized Model of the Mediating Role of Self-Compassion in the Relationship between Post-Traumatic Growth and Emotional Schemas




Paths


B


β


Standard error


Critical ratio


P


 




Direct effect of uncontrollability on self-compassion


-0.48


-0.21


0.103


-5.12


0.001




Direct effect of irrationality on self-compassion


-0.52


-0.24


0.110


-6.01


0.001




The direct effect of not accepting emotions on the shaft itself


-0.66


-0.37


0.115


-13.11


0.001




The direct effect of guilt on self-compassion


-0.40


-0.15


0.013


-3.87


0.004




The direct effect of expressing emotions on self-compassion


-0.42


-0.18


0.014


-4.44


0.001




Direct effect of approval seeking on self-compassion


-0.36


-0.14


0.025


-3.28


0.006




The direct effect of uncontrollability on posttraumatic growth


-0.47


-0.21


0.032


-5.31


0.001




The direct effect of irrationality on posttraumatic growth


-0.43


-0.23


0.016


-5.96


0.001




The direct effect of non-acceptance of emotions on post-traumatic growth


-0.62


-0.28


0.128


-9.94


0.001




The direct effect of guilt on posttraumatic growth


-0.59


-0.33


0.121


-12.18


0.001




The direct effect of emotional expression on posttraumatic growth


-0.51


-0.27


0.105


-9.73


0.001




The direct effect of approval seeking on posttraumatic growth


-0.55


-0.29


0.011


10.29


0.001




The direct effect of self-compassion on posttraumatic growth


0.61


0.32


0.017


12.07


0.001



 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 



*P<0.05     ** P<0.01  
 
 
To test the significance of the hypotheses, two partial indices of the critical ratio CR and P were used. Based on the significance level of 0.05, the critical value must be greater than 1.96 or less than -1.96. Also, values smaller than 0.05 for the P value indicate a significant difference between the value calculated for the regression weights and the zero value at the 95% level. Based on the mentioned indicators (Table 2), the regression weights were significant at the 0.001 level. Also, the evaluation of the indirect effect using the bootstrap method showed that the indirect effect of emotional schemas on post-traumatic growth was mediated by self-compassion.
 
Discussion
According to the results of the present study, the components of emotional schemas, including uncontrollability, irrationality, non-acceptance of emotions, seeking-approval, and guilt had a significant negative relationship with post-traumatic growth in women mourning the death of their husbands due to corona disease. In explaining this finding, it should be stated that what puts a person on the path of growth after the trauma is facing reality and experiencing emotions, which leads to modifying the person's attitude towards life and successful adaptation (Tedeschi & Calhoun, 2004). Some people, after facing a traumatic event, without ignoring the experience of psychological damage, appear with positive changes (Faustino & Vasco, 2021). A person who appears with an approval-seeking schema in the face of his emotions is always worried that others may become emotionally aware (Leahy, 2002). Such a suppressive process that deprives a person of the opportunity to express emotion, blocks the path of inner growth. According to the results of the present study, self-compassion had a significant positive relationship with post-traumatic growth and a mediating role in the relationship between emotional schemas and post-traumatic growth. To experience self-compassion, you must first acknowledge the existence of pain (Kharatzadeh et al., 2018). According to studies, avoiding emotions and not being aware of them is the most important cause of psychological problems (Wilson et al., 2022). In this regard, it has been shown that people with high self-compassion have the attitude that they are unconditionally worthy of love even with their flaws.
One of the limitations of the current study is the sample included individuals with a wide age range from 20 to 70 years old, which could affect the results of this study as a confounding factor. It is suggested to control for the participants’ age in future studies.
 
Ethical Consideration
Compliance with Ethical Guidelines: In order to comply with ethics in the research, the condition of informed consent was considered to participate in the research. The participants were assured that their information would remain confidential.
Authors’ Contributions: All authors contributed to perform the study.
Conflict of Interest: There is no conflict of interest in this study.
Funding: This study was conducted with no financial support.
Acknowledgment: The authors are grateful to the research participants who cooperated in the present project.
 
*. Corresponding author

کلیدواژه‌ها [English]

  • post-traumatic growth
  • emotional schema
  • self-compassion
  • corona disease
  • women who have lost their spouses

اصل مقاله

ویروس کرونا از سال ۲۰۱۹ به‌صورت فزاینده در سراسر جهان گسترش یافت با تحت تأثیر قرار دادن ابعاد مختلف زندگی انسان، شمار بسیاری از افراد و خانواده‌ها را درگیر ساخت (Rahmanian et al., 2022). با وجود اقدامات وسیع بهداشتی و درمانی و اجتماعی صورت‌گرفته برای مهار این ویروس و کاهش عوارض ناشی از آن، ابتلا به این ویروس موجب از دست رفتن بسیاری از افراد شد و خانواده‌های بسیاری را سوگوار عزیزان خود ساخت (Nasrollahzadeh Sabet et al., 2020). زنان به‌عنوان گروه اقشار آسیب‌پذیرتر در مقایسه با مردان شناخته می‌شوند و مرگ همسر می‌تواند بالقوه آسیب روانی و عاطفی سنگینی را بر آنها وارد سازد؛ بنابراین، در شرایط همه‌گیری بیماری کرونا بسیاری از زنان به دلیل از دست دادن همسر خود با موقعیت آسیب‌زایی مواجه شدند که می‌تواند نقطه عطفی در زندگی آنها باشد که یا زمینه مشکلات روانی را فراهم کند یا برعکس، زمینه‌ای برای رشد و تحول روانی در آنها باشد (Drefahl et al., 2020). از دست دادن یک فرد عزیز در زندگی به‌عنوان یک رویداد کلیدی و دردناک، فرد بازمانده را با تغییر و تحولات عمیق و تجارب عاطفی بسیار دردآور مواجهه می‌سازد و چنین فردی به دنبال واقعه سوگ، ممکن است پدیده رشد پس از سانحه[1] را تجربه کند. به موجب رشد پس از سانحه است که فرد می‌تواند نوع نگرش خود را به دنیا تغییر دهد و به دیدگاهی جدید نسبت به پدیده مرگ و زندگی دست یابد (Pan Cui et al., 2021).

مسائل روانشناختی همچون استرس پس از سانحه، افسردگی، اختلالات اضطرابی یا خودکشی ازجمله پیامدهای مرتبط با تجارب آسیب‌زا هستند. تروما[2] یا آسیب روانی همچون سوگ، بیماری جدی مانند سرطان، تصادف، بلایای طبیعی، حملات تروریستی، تجاوز جنسی، خشونت، ورشکستگی و بیکاری، واقعه‌ای است که فرد را با ترکیبی از احساسات مانند ترس، درماندگی و سردرگمی در برابر تغییرات به‌وجودآمده مواجهه می‌سازد (Vazquez et al., 2021). براساس بررسی‌های صورت‌گرفته، این پیامدها محدود به تجارب منفی نمی‌شود و موقعیت‌های استرس‌زا و دردناک گاهی می‌توانند زمینه‌ای برای رشد و تحول فردی باشند (Tedeschi & Calhoun, 1996)؛ به طوری که طبق شواهد موجود، برخی از افراد با تجربه تروما، از رشد درون فردی خبر می‌دهند و به سطح بالاتری از عملکرد روانی دست پیدا می‌کنند. به عبارت دیگر، برای برخی از افراد، مواجهه با یک رخداد درناک و ناگوار می‌تواند بستری مناسب برای رشد روانی و عاطفی باشد که در روانشناسی مثبت از آن به‌عنوان رشد پس از سانحه یاد می‌شود (Tedeschi & Calhoun, 2004). رشد پس از سانحه فرایندی است که در آن فرد پس از مواجهه و مقابله با یک واقعه چالش‌برانگیز در زندگی، با تغییرات اساسی و مثبت روانشناختی ظاهر می‌شود (Slavin‐Spenny et al., 2011) که پنج حیطه دارد؛ الف) ارتباط با دیگران که به معنای توسعه روابط صمیمی با آنهاست؛ ب) احتمالات جدید که نشان‌دهنده ایجاد یک مسیر یا فرصت‌های جدید است؛ ج) توان شخصی که بیان‌کنندۀ قدرت درونی و توانایی اتکا به آن در شرایط دشوار زندگی است؛ ه) تغییر معنوی که به معنای تقویت تجارب و باورهای معنوی است؛ و) قدردانی از زندگی که به معنای پی‌بردن به ارزش زندگی است (Baños et al., 2022). رشد پس از سانحه با کوشش برای کنارآمدن با وضعیت خیلی دشوار و پریشان‌کننده به وجود می‌آید و دارای این قابلیت است که به فرد در کنترل آشفتگی روانی کمک کند (Park & Jeong, 2022) و درنهایت، به احساس گسترده‌تری از خرد[3] دربارۀ هستی و بهبود رضایت کلی از زندگی منجر می‌شود (Wei et al., 2017). یافته برخی مطالعات دال بر اهمیت هیجان‌ها و نحوه تجربه آنها و پردازش اطلاعات هیجانی در تجربه یک رخداد و واقعه آسیب‌رسان و رشد پس از سانحه است (Guil et al., 2022; Lee et al., 2018). به نظر می‌رسد طرحواره‌های هیجانی[4]، از عوامل مؤثر بر رشد پس از سانحه باشند. طرحواره‌ها به‌عنوان سازه‌های ذهنی نیرومند، براساس تجربه فردی شکل می‌گیرند و تأثیر معناداری در شکل‌گیری پاسخ‌ها و رفتارها در مواجهه با حوادث چالش‌زای زندگی دارند (Faustino & Vasco, 2021). طرحواره‌ها به نحوه درک، ارزیابی، تعبیر و پاسخ فرد به هیجانات خود و دیگران اشاره دارند و به‌عنوان ساختارهای روانی در شکل‌گیری شخصیت فرد نقش دارند و پیش‌بین رفتار فردی و بین فردی، تجارب و واکنش‌های انسان هستند (Leahy, 2019). برخی از طرحواره‌ها و به‌طور خاص طرحواره‌های ناشی از تجارب ناگوار دوران اولیه زندگی، ممکن است ریشه بسیاری از آسیب‌های روانی، ارتباطی و اجتماعی باشند (Edwards et al., 2021). طرحواره‌های هیجانی[5] گویای شیوه‌های تجربه‌کردن هیجانات توسط افراد مختلف هستند و به باورهایی اشاره دارند که هر فرد دربارۀ اقدامات مناسب و چگونه عمل کردن در برابر برانگیخته‌شدن حالات هیجانی ناخوشایند خود دارد (Leahy, 2002). افراد براساس محتوای طرحواره‌های هیجانی خود، تجارب بیرونی و درونی خود را دریافت و ارزیابی و تفسیر می‌کنند و چنانچه تعبیر و تفسیر حاصل نسبت به واقعیت موجود خیلی تحریف شده باشد، می‌تواند زمینه‌ای برای بروز انواع آسیب‌ها و اختلالات روانی شود (Edwards & Wupperman, 2019). طبق یافته برخی مطالعات، افراد با سابقه اختلالات روانی ازجمله اضطراب و افسردگی در مقایسه با افراد سالم از طرحواره هیجانی ناسازگار رنج می‌برند (Leahy, 2016). همچنین، به نظر می‌رسد طرحواره هیجانی ازطریق اثر بر سازه‌های ذهنی و روانی قادر به پیش‌بینی سطح سلامت روان در افراد است که یکی از این سازه‌ها شفقت به خود[6] است.

شفقت به خود به‌عنوان یکی از سازه‌های روانشناسی مثبت، مستلزم این است که فرد به خودشناسی تأملی[7] دست یابد که از هرگونه قضاوت به دور است (Neff, 2022). شفقت به خود را می‌توان به‌عنوان یک نگرش خوشبینانه و مثبت نسبت به خود در شرایط ناخوشایند دانست که عاملی نیرومند برای محافظت فرد در برابر مشکلات ازطریق افزایش سطح انعطاف‌پذیری و تاب‌آوری عاطفی و هیجانی است (Wilson et al., 2022). افراد با خودشفقتی بالا، به هنگام مواجهه با ناکامی و نقایص خود، با مهربانی و ملاطفت با خود رفتار می‌کنند و به جای انتقاد و سرزنش خود یا انکار مشکلات و بزرگ‌کردن معایب، آنها را بدون هرگونه قضاوت می‌پذیرند. ویژگی اساسی این افراد این است که به جای اینکه شکست‌ها و داشتن نواقص و کاستی‌ها را صرفاً منحصر به خود بدانند، آنها را به‌عنوان بخش تفکیک‌ناپذیر زندگی هر فردی و مشترک در میان تمامی انسان‌ها می‌دانند (Galla, 2016). طبق بررسی‌های انجام‌شده، افراد برخوردار از حمایت و مراقبت والدین در دوران کودکی، به‌خوبی یاد می‌گیرند که از خود مراقب کنند و به خود شفقت بورزند. درمقابل، کودکان با تجربه پرخاشگری و انتقاد مداوم والدین خود، در بزرگسالی به خودسرزنشی بیشتر گرایش دارند (Kharatzadeh et al., 2018). درواقع تجارب اولیه تأثیر عمیقی در شکل‌گیری طرحواره‌ها و همچنین، خودشفقتی افراد دارند (Ajam et al., 2017).

از آنجایی که فقدان و از دست دادن یک فرد عزیز در زندگی تأثیر عمیقی بر فرد بازمانده دارد، زنان سوگوار از مرگ همسر نیز در شرایط بحرانی قرار دارند که این شرایط، بالقوه می‌تواند به رشد پس از سانحه در آنها منجر شود و نه‌تنها موجب کاهش بسیاری از آسیب‌های روانی در آنها شود، زمینه رشد و تحول درون فردی را نیز برای آنها فراهم سازد؛ بنابراین، شناسایی عوامل دخیل در رشد پس از سانحه در این افراد به‌منظور طراحی و تدوین برنامه‌های مداخلاتی کاهش آسیب و حفظ سلامت روان دربارۀ آنها امری ضروری است. در این بین، به نظر می‌رسد شفقت به خود و طرحواره‌های هیجانی از عوامل مؤثر در رشد پس از سانحه در زنان سوگوار از مرگ همسر ناشی از بیماری کرونا باشند. درواقع طرحواره هیجانی می‌تواند ازطریق تحت تأثیر قرار دادن سطح شفقت به خود، پیش‌بین رشد پس از سانحه در بین این افراد باشد؛ زیرا یافته برخی مطالعات نشان می‌دهد طرحواره هیجانی با شکل‌دادن ذهنیت افراد از حوادث و رویدادها می‌تواند ظرفیت روانی و تجارب عاطفی و هیجانی آنها را تحت تأثیر قرار دهد و بر همین اساس، پیش‌بینی‌کننده نوع برخورد فرد با خودش و دیگران در موقعیت‌های مختلف باشد (Edwards et al., 2021). همچنین، نشان داده شده است که برخورداری از یک ذهنیت مشفق و مهربان نسبت به خود با اصلاح نگرش فرد نسبت به زندگی، تسهیل‌کننده فرایند عبور از بسیاری از امور دشوار و مصائب است و می‌تواند به گسترش دیدگاه فردی از جهات مختلف کمک کند (Munroe et al., 2022; Galla, 2016 ). بر همین اساس و با توجه به لزوم پرداختن به مکانیسم‌های مربوط به رشد پس از سانحه در افراد مختلف و شناسایی عوامل مربوط به آن در قالب یک مدل، این مطالعه به بررسی نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین طرحواره‌های هیجانی و رشد پس از سانحه در زنان سوگوار از مرگ همسر می‌پردازد.

 

 

شکل 1

 مدل پیشنهادی پژوهش

Figure1

 Proposed research model

 



روش

روش پژوهش، جامعه آماری و نمونه: این مطالعه، توصیفی - همبستگی و از نوع مدل‌سازی معادلات ساختاری بود. جامعه آماری پژوهش شامل تمام زنان سوگوار ناشی از مرگ همسر در اثر بیماری کرونا در منطقه 5 شهر تهران بود. با استفاده از نمونه‌گیری هدفمند، 330 نفر با توجه به ملاک‌های ورود و خروج انتخاب شدند. حجم‌های نمونه‌های کوچک تنها برای مدل‌های بسیار ساده، حجم‌های متوسط برای مدل‌های غیرپیچیده و حجم‌های بالا برای بیشتر مدل‌ها مناسب‌اند (Alavi, 2013). طبق نظر کلاین (2011) نیز حجم نمونه معمولی در مطالعاتی که از معادلات ساختاری استفاده می‌شود، حدود ۲۰۰ مورد است. بر همین اساس و برای افزایش اعتبار یافته‌ها، در مطالعه حاضر، ۳۳۰ نفر به‌عنوان حجم نمونه در نظر گرفته شدند. ملاک‌های ورود شامل دامنه سنی 20 تا 70 سال، دوره سوگواری دست‌کم 6 ماه، رضایت برای شرکت در مطالعه، عدم ابتلا به اختلال روانی (تشخیص داده شده توسط روانشناس یا روانپزشک) یا سابقه وابستگی به مواد مخدر و الکل و عدم سابقه طلاق و ازدواج مجدد بود. ملاک‌های خروج شامل اعلام نارضایتی از شرکت در مطالعه و نقص در پرسشنامه‌ها بود. برای انجام نمونه‌گیری هدفمند ملاک‌های ورود و خروج از مطالعه در ابتدای پرسشنامه قید شده بود و از شرکت‌کنندگان خواسته شده بود که در صورت داشتن این موارد به پرسشنامه‌ها پاسخ بدهند. همچنین، به هنگام تجزیه‌وتحلیل داده‌ها نیز ملاک‌های ورود و خروج از مطالعه کنترل شدند تا افرادی که معیارهای لازم را ندارند، داده‌های آنها تحلیل نشوند داده‌های مورد نیاز با استفاده از پرسشنامه‌های رشد پس از سانحه تدسکی و کالهون (1996)، طرحواره‌های هیجانی لیهی (2002) و شفقت به خود نف (2003) گردآوری شدند.

ابزار سنجش: پرسشنامه رشد پس از سانحه[8]: تدسکی و کالهون (1996) این پرسشنامه را طراحی کردند که در قالب 5 مؤلفه و 21 گویه، میزان رشد روانشناختی پس از مواجهه با یک رویداد تنش‌زا را ارزیابی می‌کند. این 5 مؤلفه عبارت‌اند از موقعیت‌های جدید، ارتباط با دیگران، قدردانی از زندگی به زندگی، قدرت شخصی و تغییرات معنوی. پرسشنامه براساس طیف 6 گزینه‌ای لیکرت از هرگز تا همیشه تنظیم شده است دامنه نمرات بین 0 تا 105 است و نمره بالاتر در نشان‌دهنده وضعیت بهتر فرد در رشد پس از سانحه است. تدسکی و کالهون (1996) با استفاده از تحلیل عاملی تأییدی، 5 مؤلفه پرسشنامه را تأیید کردند که نشان‌دهنده روایی سازه آن بود. همچنین، همسانی درونی آزمون را با ضریب آلفای کرونباخ ۹۰/۰ و اعتبار دو ماهه بازآزمایی آن را ۷۱/۰ گزارش کردند. در تحقیق سیدمحمودی و همکاران (2013) ضریب آلفای کرونباخ ۹۱/۰ گزارش شد و همچنین، روایی صوری و محتوایی آن بررسی و تأیید شد.

پرسشنامه طرحواره‌های هیجانی[9]: لیهی این پرسشنامه را بر مبنای مدل طرحواره‌های هیجانی او، در سال 2002 به‌صورت یک مقیاس خودگزارشی برای سنجش 14 طرح‌واره تهیه کرد. این مقیاس 50 گویه دارد که با استفاده از مقیاس شش درجه‌ای از 1: دربارۀ من اصلاً صدق نمی‌کند تا 6: دربارۀ من بسیار صدق می‌کند، نمره‌گذاری می‌شود. لیهی (2002) سازه ۱۴ عاملی این مقیاس را بررسی و با شاخص‌های برازش مناسب تأیید کرده است. همچنین، وی همسانی درونی این مقیاس را با استفاده از آلفای کرونباخ 81/0 گزارش کرده است. در ایران خانزاده و همکاران (2013) ساختار عاملی و ویژگی‌های روانسنجی این پرسشنامه را بررسی کردند و 13 طرحواره برای فرم ایرانی این مقیاس در نظر گرفتند که با توجه به آن، تعداد گویه‌های تعیین‌شده برای 14 طرحواره فرم اصلی نیز از 48 گویه به 37 گویه کاهش یافت. این 13 طرحواره عبارت‌اند از: کنترل‌پذیر بودن (3 گویه)، تلاش برای منطقی‌بودن (4 گویه)، خودآگاهی هیجانی (4 گویه)، درک‌پذیر بودن (3 گویه)، نشخوار ذهنی (4 گویه)، توافق (2 گویه)، عدم پذیرش هیجانات (3 گویه)، تأییدطلبی از دیگران (2 گویه)، ارزش‌های والاتر (3 گویه)، دیدگاه ساده‌انگارانه دربارۀ هیجانات (2 گویه)، گناه (3 گویه)، ابراز هیجانات (2 گویه) و سرزنش (2 گویه). خانزاده و همکاران (2013) پایایی فرم ایرانی مقیاس طرحواره‌های هیجانی ازطریق روش بازآزمایی در فاصله دو هفته برای کل مقیاس را 78/0 و همسانی درونی آن با استفاده از آلفای کرونباخ را 81/0 گزارش کردند. در پژوهش حاضر از این مقیاس استفاده شده است.

پرسشنامه شفقت به خود[10]: نف (2003) این پرسشنامه را تنظیم کرده است 26 سؤال دارد که به شکل مقیاس لیکرت 5 درجه‌ای (از تقریباً هرگز: 1 تا تقریباً همیشه: 5) پاسخ داده می‌شود. در این پرسشنامه نمره کل به‌دست‌آمده از 26 تا 130 متغیر است و نمرات بالاتر نشان‌دهنده خودشفقتی بیشتر است. سؤال‌های 1، 2، 4، 6، 8، 11، 13، 16، 18، 20، 21، 24 و 25 به شکل معکوس نمره‌گذاری می‌شوند. جنبه‌های منفی به شکل معکوس نمره‌گذاری می‌شوند. نف (2003) ضرایب پایایی شش خرده‌مقیاس را از 72/0 تا 85/0 گزارش کرده و ضریب پایایی کل آزمون از راه بازآزمایی 93/0 گزارش شده است. محققین ایرانی در تحقیقی با عنوان «خصوصیات پرسشنامه خوددلسوزی در میان دانشجویان»، ضرایب پایایی شش خرده‌مقیاس را 83/0 تا 89/0 گزارش کرده‌اند و تحلیل عاملی این ابزار با بهره‌گیری از شیوه تحلیل مؤلفه‌های اصلی و چرخش واریماکس در کل 11/75 درصد واریانس کل مقیاس را تبیین می‌کند (Kord & Babakhani, 2016). پایایی این پرسشنامه در تحقیق مذکور برای مؤلفه‌های مهربانی با خود، اشتراکات انسانی و بهوشیاری با بهره‌گیری از شیوه آلفای کرونباخ به‌ترتیب معادل 75/0، 68/0 و 85/0 و برای کل پرسشنامه معادل 87/0 شده است (Kord & Babakhani, 2016).

روش اجرا و تحلیل: پس از اخذ مجوز از دانشگاه و جلب همکاری شهرداری منطقه 5 شهر تهران، لینک پرسشنامه که در پرس لاین آماده شده بود، ازطریق رابط شهرداری در اختیار همسران متوفیان بر اثر کرونا قرار گرفت. برای رعایت حقوق شرکت‌کنندگان و اخلاق در پژوهش شرط اساسی رضایت آگاهانه برای شرکت در پژوهش لحاظ شد و به شرکت‌کنندگان اطمینان داده شد اطلاعاتشان محرمانه باقی خواهد ماند. پاسخ به سؤالات کاملاً داوطلبانه بود و هر زمان که تمایل داشتند، می‌توانستند از شرکت در مطالعه انصراف دهند. شرکت‌کنندگان می‌توانستند در صورت تمایل از نتایج مطالعه و پرسشنامه خود آگاه شوند. حداکثر زمان پاسخگویی به سؤالات 30 دقیقه برآورد شده بود. برای تجزیه‌وتحلیل داده‌ها از معادلات ساختاری با کمک نرم‌افزارهای SPSS ویرایش 23 و AMOS نسخه 24 استفاده شد.

 

یافته‌ها

از مجموع 330 نمونه زنان بررسی‌شده، تحصیلات 7/9 درصد (۳۲ نفر) زیر دیپلم، 2/41 درصد (۱۳۶ نفر) دیپلم، 3/20 درصد (۶۷ نفر) فوق دیپلم، 8/24 درصد (۸۲ نفر) لیسانس و 9/3 درصد (۱۳ نفر) فوق لیسانس بود. 6/3 درصد (۱۲ نفر) افراد بدون کار، 2/1 درصد (۴ نفر) دانشجو، 1/49 درصد (۱۶۲ نفر) خانه‌دار، 5/34 درصد (۱۱۴ نفر) کارمند و 5/11 درصد (۳۸ نفر) دارای شغل آزاد بودند. 4/6 درصد (۲۱ نفر) افراد بدون فرزند، 8/31 درصد (۱۰۵ نفر) دارای 1 فرزند، 3/37 درصد (123 نفر) دارای 2 فرزند، 1/19 (۶۳ نفر) درصد دارای 3 فرزند، 7/2 درصد (9 نفر) دارای 4 فرزند، 5/1 درصد (۵ نفر) دارای 5 فرزند و 6/0 درصد (۲ نفر) دارای 6 فرزند بودند. شایان ذکر است 6/0 درصد (۲ نفر) افراد به این سؤال پاسخ ندادند. در جدول 1 به میانگین، انحراف معیار و ضرایب همبستگی بین متغیرهای پژوهش پرداخته شد.

 

جدول 1

میانگین، انحراف استاندارد و ضرایب همبستگی بین متغیرها

Table1

Mean, Standard Deviation and Correlation Coefficients between Variables

متغیرها

میانگین

انحراف استاندارد

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

1.   رشد پس از سانحه

52/62

32/14

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2.   کنترل‌پذیر بودن

48/9

12/3

**24/0-

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

3.   منطقی‌بودن

77/22

35/5

**22/0-

**31/0

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

4.   خودآگاهی هیجانی

41/19

92/3

12/0-

**59/0

15/0

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

5.   درک‌پذیر بودن

39/11

84/2

08/0-

** 43/0-

** 39/0-

**19/0-

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

6.   نشخوار ذهنی

79/18

40/4

** 21/0-

**37/0

**53/0

** 29/0-

14/0-

1

 

 

 

 

 

 

 

 

7.   توافق

56/6

21/1

11/۰-

** 52/0

** 48/0-

12/0-

11/0-

**41/0-

1

 

 

 

 

 

 

 

8.   عدم‌‌پذیرش هیجانات

76/11

42/2

** 28/۰-

11/0

14/0

**25/0

**34/0

**48/0

15/0

1

 

 

 

 

 

 

9.   تأییدطلبی

50/8

47/2

**25/۰-

09/0

**32/0

**44/

**25/0

10/0

07/0

**21/۰

1

 

 

 

 

 

10. ارزش‌های والاتر

27/14

68/3

05/0-

**27/0-

**39/0

* 18/0

* 17/0

** 26/0

05/0

**33/0

**31/0

1

 

 

 

 

11. دیدگاه ساده‌انگارانه در هیجانات

63/7

62/1

14/0-

10/0

11/0

**24/۰

**28/0

*16/0

**43/0-

** 4۷/۰

**35/0

11/0

1

 

 

 

12. گناه

73/11

49/3

**31/0-

**29/۰-

**31/0

08/0

**30/0

**56/0

**44/0

**42/۰

**33/0

**28/0

**50/۰

1

 

 

13. عدم ابراز هیجانات

92/8

70/1

**25/0-

**44/0

**36/0

** 32/0

** 52/0

** 2۷/۰

** 20/۰

12/0

**21/0

09/۰

13/۰

**47/۰

1

 

14. سرزنش

58/7

23/2

10/0-

** 49/0-

11/0

**18/0

**50/0

12/۰

*16/0

**41/۰

** 27/0

**37/۰

**51/۰

**49/۰

**46/0

1

15. شفقت به خود

37/51

52/9

**30/0

** 19/0-

** 21/0-

**23/0-

07/0-

12/0-

05/۰-

**30/۰-

*17/0-

**21/۰

**20/۰-

**19/۰-

*15/0-

**21/0-

**P<0/01; *P<0/05

با توجه به نتایج مندرج در جدول 1، رشد پس از سانحه با شفقت به خود (30/0) دارای رابطه مثبت معنادار و با مؤلفه‌های کنترل‌ناپذیر بودن، غیرمنطقی بودن، پذیرش هیجانات، تأیید طلبی، گناه، ابراز هیجانات دارای رابطه منفی معنادار است.

 

برای آزمودن الگوی پیشنهادی نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین رشد پس از سانحه و طرحواره‌های هیجانی در زنان سوگوار از مرگ همسر ناشی از بیماری کرونا از روش الگویابی معادلات ساختاری استفاده شد. در ابتدا مفروضه‌های زیربنایی مدل معادلات ساختاری بررسی شد. برای بررسی نرمال‌بودن متغیرها از کجی و کشیدگی متغیرها و آزمون کولموگروف اسمیرنوف استفاده شد. نتایج ضریب کجی و ضریب کشیدگی نشان دادند با توجه به معیار نرمال‌بودن، متغیرهای پژوهش همگی دارای قدر مطلق ضریب کجی و ضریب کشیدگی کوچک‌تر از 3 هستند و بنابراین، تخطی از نرمال‌بودن داده‌ها قابل مشاهده نبود. نتایج آزمون کولموگروف اسمیرنوف نیز گویای نرمال‌بودن توزیع پراکندگی متغیرهای پژوهش بود (05/0<, p 32/0Z=). برازندگی الگوی پیشنهادی براساس ترکیبی از سنجه‌های برازندگی برای تعیین کفایت برازش الگوی پیشنهادی با داده‌ها استفاده شدند که نتایج آن در جدول 2 گزارش شده‌اند.

 

 

جدول 2

شاخص‌های برازش مدل نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین رشد پس از سانحه و طرحواره‌های هیجانی

Table2

Model fit Indices of the Mediating Role of Self-Compassion in the Relationship between Post-Traumatic Growth and Emotional Schemas

X2

df

P

X2/df

RMSEA

GFI

AGFI

CFI

TLI

IFI

NFI

74/52

18

05/0>

92/2

077/0

۹1/0

۹7/0

90/0

94/0

۹1/0

96/0

 

 

 

با توجه به اطلاعات مربوط به جدول 2، ارزش مجذور خی برابر با 74/52 بوده و در سطح ۰۵/0p< معنادار است. با توجه به بالابودن نمونه پژوهش، مقدار نسبت خی دو بر درجه آزادی محاسبه شد که مقدار آن برابر 92/2 بود و براساس اینکه این شاخص نباید بیش از 3 باشد، تا الگو تأیید شود (Kline, 2005; Wheaton et al., 1977)، داده‌های به‌دست‌آمده با الگوی فرضی مطابقت دارند. الگو با توجه به ارزش شاخص‌های ارزیابی برازندگی الگو، از برازش مناسبی برخوردار است (Browne & Cudeck, 1992; Hu & Bentler, 1999; MacCallum et al., 1996 ). در مدل مفهومی اولیه به دلیل عدم معناداری برخی از مسیرها، این مسیرها حذف و مدل مجدد ارزیابی شد. این مسیرها عبارت‌اند از مسیر خودآگاهی هیجانی، درک‌پذیر بودن، نشخوار ذهنی، توافق، ارزش‌های والاتر، دیدگاه ساده‌انگارانه دربارۀ هیجانات و سرزنش به متغیر شفقت به خود و همچنین، مسیر خودآگاهی هیجانی، درک‌پذیر بودن، نشخوار ذهنی، توافق، ارزش‌های والاتر، دیدگاه ساده‌انگارانه دربارۀ هیجانات و سرزنش به متغیر رشد پس از سانحه. شکل 2 نشان‌دهنده مسیرهای مدل فرضی نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین رشد پس از سانحه و طرحواره‌های هیجانی در زنان سوگوار از مرگ همسر ناشی از بیماری کرونا است.

 

 

 

شکل 2

مسیرهای مدل فرضی نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین رشد پس از سانحه و طرحواره‌های هیجانی

Figure2

Paths of the Hypothesized Model of the Mediating Role of Self-Compassion in the Relationship between Post-Traumatic Growth and Emotional Schemas

جدول 3

ضرایب استاندارد و غیراستاندارد مسیرهای مستقیم معنادار مدل فرضی نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین رشد پس از سانحه و طرحواره‌های هیجانی

Table3

Standard and Unstandardized Coefficients of Significant Direct Paths of the Hypothesized Model of the Mediating Role of Self-Compassion in the Relationship between Post-Traumatic Growth and Emotional Schemas

مسیرها

B

β

خطای معیار

نسبت بحرانی

P

اثر مستقیم کنترل‌ناپذیر بودن بر شفقت به خود

48/0-

21/0-

103/0

12/5-

001/0

اثر مستقیم غیرمنطقی بودن بر شفقت به خود

52/0-

24/0-

110/0

01/6-

001/0

اثر مستقیم عدم پذیرش هیجانات بر شفت به خود

66/0-

37/0-

115/0

11/13-

001/0

اثر مستقیم گناه بر شفقت به خود

40/0-

15/0-

013/0

87/3-

004/0

اثر مستقیم ابراز هیجانات بر شفقت به خود

42/0-

18/0-

014/0

44/4-

001/0

اثر مستقیم تأییدطلبی بر شفقت به خود

36/0-

14/0-

025/0

28/3-

006/0

اثر مستقیم کنترل‌ناپذیر بودن بر رشد پس از سانحه

47/0-

21/0-

032/0

31/5-

001/0

اثر مستقیم غیرمنطقی بودن بر رشد پس از سانحه

43/0-

23/0-

016/0

96/5-

001/0

اثر مستقیم عدم پذیرش هیجانات بر رشد پس از سانحه

62/0-

28/0-

128/0

94/9-

001/0

اثر مستقیم گناه بر رشد پس از سانحه

59/0-

33/0-

121/0

18/12-

001/0

اثر مستقیم ابراز هیجانات بر رشد پس از سانحه

51/0-

27/0-

105/0

73/9-

001/0

اثر مستقیم تأییدطلبی بر رشد پس از سانحه

55/0-

29/0-

011/0

29/10-

001/0

اثر مستقیم شفقت به خود بر رشد پس از سانحه

61/0

32/0

017/0

07/12

001/0

 

پس از بررسی و تأیید الگو برای آزمون معناداری فرضیه‌ها از دو شاخص جزئی نسبت بحرانی CR و P استفاده شده است. براساس سطح معناداری 05/0 مقدار بحرانی باید بیشتر از 96/1 یا کمتر از 96/1- باشد و مقدار پارامتر غیر از این در الگو مهم شمرده نمی‌شود. همچنین، مقادیر کوچک‌تر از 05/0 برای مقدار P حاکی از تفاوت معنادار مقدار محاسبه‌شده برای وزن‌های رگرسیونی با مقدار صفر در سطح 95 درصد است. براساس شاخص‌های ذکرشده، با توجه به نتایج جدول 3، وزن‌های رگرسیونی مربوط به نتایج این جدول همگی در سطح 001/0 معنادار بودند.

جدول 4

ضرایب مسیرهای غیرمستقیم مدل فرضی نقش میانجی شفقت به خود در رابطه بین رشد پس از سانحه و طرحواره‌های هیجانی

Table4

Coefficients of the Indirect Paths of the Hypothesized Model of the Mediating Role of Self-Compassion in the Relationship between Post-Traumatic Growth and Emotional Schemas

مسیرها

b

β

حد پایین

حد بالا

اثر غیرمستقیم کنترل‌ناپذیر بودن بر رشد پس از سانحه

27/0-

14/0-

312/0-

106/0-

اثر غیرمستقیم غیرمنطقی بودن بر رشد پس از سانحه

20/0-

11/0-

۱۲۷/0-

۰۶۳/0-

اثر غیرمستقیم گناه بر رشد پس از سانحه

31/0-

16/0-

109/0-

047/0-

اثر غیرمستقیم ابراز هیجانات بر رشد پس از سانحه

33/0-

15/0-

۲۱۷/0-

۱۳۸/0-

اثر غیرمستقیم عدم پذیرش بر رشد پس از سانحه                    

38/0-

19/0-

242/0-

066/0-

اثر غیرمستقیم تأییدطلبی بر رشد پس از سانحه            

21/0-

12/0-

175/0-

019/0-

اثر کل طرحواره‌های هیجانی بر رشد پس از سانحه

b

β

P

R2

64/0-

27/۰-

۰۰۱/۰

31/۰
           

 

 

همان‌طور که در جدول 4 مشاهده می‌شود اثر غیرمستقیم طرحواره‌های هیجانی بر رشد پس از سانحه به لحاظ آماری در سطح 001/0 معنی‌دار بود. همچنین، ارزیابی اثر غیرمستقیم با استفاده از روش بوت استراپ نشان می‌دهد اثر غیرمستقیم طرحواره‌های هیجانیبر رشد پس از سانحه، با توجه به اینکه حد بالا و حد پایین در آنها صفر را در بر نمی‌گیرند (صفر درون این فاصله اطمینان قرار نمی‌گیرد)، به‌واسطه شفقت به خود میانجی‌گری می‌شود؛ بنابراین، در زنان سوگوار از مرگ همسر ناشی از بیماری کرونا رابطه غیرمستقیم طرحواره‌های هیجانی به رشد پس از سانحه به‌واسطه شفقت به خود معنادار است. ضریب مسیر کل بین طرحواره‌های هیجانی به رشد پس از سانحه در سطح 001/0 معنادار است (۰01/0≥p، 27/0 β=). همچنین، ضریب تعیین این مسیر برابر با 31/0 بود که به بیان دیگر، طرحواره‌های هیجانی و شفقت به خود، درمجموع، 31 درصد از واریانس متغیر بر رشد پس از سانحه را تبیین می‌کنند.

بحث

هدف از مطالعه حاضر، بررسی نقش واسطه‌ای شفقت به خود در رابطه بین طرحواره‌های هیجانی و رشد پس از سانحه در زنان سوگوار از مرگ همسر ناشی از بیماری کرونا بود. طبق نتایج مطالعه حاضر، مؤلفه‌های طرحواره‌های هیجانی شامل کنترل‌ناپذیر بودن، غیرمنطقی بودن، عدم پذیرش هیجانات، تأییدطلبی، گناه و عدم ابراز هیجانات دارای رابطه منفی معنادار با رشد پس از سانحه در زنان سوگوار از مرگ همسر ناشی از بیماری کرونا بودند. این یافته با نتایج مطالعات قبلی (Guil et al., 2022; Lee et al., 2018) همسو است. لی و همکاران (2018) در بررسی خود دربارۀ پرستاران نشان دادند نمرات بالاتر در این افراد در تنظیم هیجان سازگارانه و برخورداری از مؤلفه‌هایی همچون مهارت در پذیرش و ابراز هیجانات پیش‌بین نیرومند نمرات رشد پس از سانحه در آنها است. گیول و همکاران (2022) در بررسی خود دربارۀ بازماندگان سرطان نشان دادند در این افراد، نمرات کمتر در نشخوارگری و سرزنش خود و دیگران، در مواقع هیجانی و نمرات بالاتر در ابراز هیجانات می‌تواند در رشد پس از سانحه در آنها نقش داشته باشد. فاسیتینو و ویسکو (2021) نیز در مطالعه خود نشان دادند افراد با طرحواره‌های هیجانی نشخوارگری، کنترل‌ناپذیر بودن، غیرمنطقی بودن، تأییدطلبی و گناه نسبت به سایر افراد در معرض آسیب‌های روانی و افت عملکرد روانی قرار دارند. در تبیین این یافته باید بیان داشت براساس مطالعات، آنچه فرد را در مسیر رشد پس از سانحه قرار می‌دهد، مواجهه با واقعیت و تجربه عواطف و هیجانات مربوط به آن است که موجب بازسازی ساختار شناختی و روانی و اصلاح نگرش فرد نسبت به زندگی و درنهایت، مقابله و سازگاری موفق و رشدیافته وی با شرایط بحرانی می‌شود که تسهیل‌کننده فرایند دستیابی به رشد پس از سانحه است (Tedeschi & Calhoun, 2004)؛ از همین رو، برخی افراد پس از رویارویی با یک رویداد آسیب‌زا یا بحران در زندگی، بدون آنکه تجربه آسیب روانی را نادیده بگیرند، با تغییرات مثبتی ازنظر شناختی و هیجانی ظاهر می‌شوند که نمود بیرونی آن تغییرات سازنده در رفتارشان خواهد بود (Faustino & Vasco, 2021). فردی که در مواجهه با هیجانات خود با طرحواره تأییدطلبی یا طرحواره احساس گناه و شرم ظاهر می‌شود، همواره از این نگران است که مبادا دیگران از هیجانات وی آگاه شوند؛ زیرا ممکن است آنها به سبب هیجاناتش او را قضاوت کنند و زمینه شرمندگی‌اش را فراهم سازند (لیهی، 2002). همچنین، فرد دارای طرحواره هیجانی کنترل‌ناپذیر و غیرمنطقی بودن، همواره ترس این را دارد که مبادا هیجاناتش از کنترل وی خارج شوند و وی را وادار به رفتاری غیرمنطقی سازند و از همین رو، سعی دارد با سرکوب هیجاناتش و عدم ابراز آنها خود را فردی منطقی نشان دهد تا مورد قبول دیگران واقع شود (Edwards & Wupperman, 2019). چنین فردی بر این باور است که اگر به خودش اجازه دهد تا هیجاناتش را تجربه کند، کنترل خودش را از دست خواهد داد و این می‌تواند منطقی‌بودن وی را خدشه‌دار سازد و او باید هر کاری برای مهار هیجاناتش انجام دهد؛ بنابراین، این فرد به محض احساس یک هیجان نادرست در خود، مضطرب می‌شود و به دنبال یافتن روش‌هایی برای کنترل هیجانات خود است. فردی که از طرحواره هیجانی مشکل در پذیرش هیجانات و ابراز مناسب آنها رنج می‌برد، نیز به جای پذیرش صادقانه تجارب هیجانی خود، با برخوردی همراه با قضاوت، آنها را انکار می‌کند و در پذیرش این واقعیت که این تجارب هیجانی بخشی جداناپذیر از وجود خودش هستند و ابراز آنها می‌تواند تسهیل‌گر فرایند رشدش باشند، ناتوان است (Leahy, 2019). در چنین فرایند سرکوب‌کننده‌ای که فرد فرصت هرگونه ابراز هیجانات را از خود می‌گیرد، مسیر رشد و تحول تجارب درونی را برای خود سد می‌سازد. درواقع چنین فردی با بخش عمده‌ای از تجارب درون‌روانی خود، یعنی احساسات و هیجانات که نیرو محرکه سیستم روان هستند، مقابله می‌کند و با سرکوب این فرایندهای درونی زمینه به هم خوردن تعادل روانی و ایجاد نابسامانی را برای خود فراهم می‌سازد. این در حالی است که رشد پس از سانحه در صورتی رخ می‌دهد که فرد بدون هرگونه انکار و قضاوت، قادر به مواجهه با تمام فرایندهای درونی خود اعم از افکار و هیجانات دردناک و ناخوشایند به‌عنوان واقعیت وجودی خود باشد (Edwards & Wupperman, 2019). تنها در این صورت است که انتظار می‌رود فرد بدون تلاش برای گریز از واقعیت‌های موجود در زندگی و هیجانات دردناک ناشی از آنها، با جرأت در مقابل آنها ظاهر شود. این فرایند پذیرش واقعیت همراه با انعطاف‌پذیری عاطفی در یک موقعیت بحرانی و درناک می‌تواند تسهیل‌کننده پختگی روانی و دستیابی به ظرفیت‌های درون روانی باشد که یکی از نمودهای آن رشد پس از سانحه است (Edwards et al., 2021).

طبق نتایج مطالعه حاضر، شفقت به خود دارای رابطه مثبت معنادار با رشد پس از سانحه در زنان سوگوار از مرگ همسر ناشی از بیماری کرونا بود و در ارتباط بین طرحواره‌های هیجانی و رشد پس از سانحه دارای نقش میانجی بود. شفقت به خود احساس تجربه رنج توأم با اشتیاق عمیق برای از میان بردن آن رنج را در بر می‌گیرد و برای تجربه خودشفقتی، نخست می‌باید وجود درد را تأیید کرد (Kharatzadeh et al., 2018). خودشفقتی، برخورداری از دیدگاه مهربان و دلسوزانه نسبت به خود است و این ویژگی فرد را قادر به دلسوزی برای خود در برابر شکست و ناکامی می‌سازد. براساس مطالعات، پرهیز از هیجان‌ها، تکانه‌ها، افکار ناخوشایند و عدم آگاهی از آنها مهم‌ترین علت مشکلات روانشناختی و ناتوانی در شکوفایی ظرفیت‌های درونی است؛ زیرا اجتناب از تجارب درونی و عدم آگاهی از هیجان‌ها و افکار دردناک به شدت‌یافتن تعارضات درونی منجر می‌شود. درمقابل، ادراک و آگاهی بدون قضاوت از تجارب درونی و پذیرش آنها می‌تواند با افزایش حس خوددوستی به تحقق خویشتن منجر شود (Wilson et al., 2022). در همین راستا نشان داده شده است که افراد با خودشفقتی بالا این نگرش را دارند که آنها حتی با وجود ناکامی و نقص نیز به‌صورت نامشروط شایسته عشق و محبت هستند. چنین فردی به این موضوع واقف است که شکست و نقص و درد به‌عنوان تجربه مشترک بشری برای هر فردی ممکن است اتفاق بیفتد؛ زیرا هیچ انسانی کامل نیست و بنابراین، به‌خوبی قادر به مواجهه با هیجانات ناراحت‌کننده خود است و بدون هرگونه دیدگاه منفی و انتقادی نسبت به آنها با تجارب درونی ارتباط، برقرار و آنها را تجربه می‌کند (Ajam et al., 2017). افراد با خودشفقتی بالا به‌خوبی قادر به کنارآمدن با تعارض‌های درونی و بین فردی خود با توجه آگاهانه و مشفقانه نسبت به احساسات دردناک خود هستند. این افراد با وجود تجربه بیماری، ناتوانی و ضعف بدون احساس شرم و بی‌کفایتی باز هم دلسوزانه خود را دوست دارند. همچنین، این افراد از ذهن‌آگاهی بیشتر و بنابراین، گرایش صمیمانه و مهربان به تجربه کنونی برخوردارند که با تسهیل تجربه عمیق زمان حال، از همانندسازی افراطی و نشخوار ذهنی آنها دربارۀ ناتوانی و محدودیت‌های درونی ممانعت می‌کند. بر همین اساس، خودشفقتی می‌تواند با کاهش هیجانات ناخوشایند و آزاردهنده در شرایط دشوار زندگی به سبب غرق‌شدن در این احساسات و مورد انتقاد قرار دادن خود، به تقویت قوای درونی و تحمل‌پذیری شخص برای پذیرش رنج کمک کند و زمینه رشد و تحول وی شود (Galla, 2016). بر همین اساس، چنین استدلال می‌شود که در این افراد، طرحواره‌های هیجانی ناسازگارانه‌ای همچون تأییدطلبی و احساس گناه نسبت به بروز هیجانات یا غیرمنطقی بودن هیجانات به میزان کمتر ظاهر می‌شود و بنابراین، آنها به هنگام قرارگرفتن در شرایط دشوار و مصائب زندگی به جای صرف انرژی روانی خود برای سرکوب هیجانات، با نگرشی دلسوزانه با فرآیندهای درونی خود مواجه می‌شوند و با پذیرش تمام ابعاد این تجارب و ابراز آنها، زمینه رشد و تحول روانی خود را فراهم می‌سازند (Neff, 2022)؛ بنابراین، اگر افراد هر زمان که متوجه ناکارآمدی خودشان در زندگی می‌شوند و از آن رنج می‌برند، بتوانند موجودیت خود را دوست داشته باشند و خودشان را درک کنند، این توانایی را کسب خواهند کرد که خود را از شکست و ناکامی و نقص رها کنند و به آزادی از درد و رنج و درنهایت، روشنگری برسند؛ بنابراین، زنان دچار سوگ همسر با دستیابی به چنین ظرفیت روانی می‌توانند هیجان‌های نامطلوب و متناقض را تحمل کنند و به جای اجتناب از آنها، با این احساسات مواجه شوند و آن را بخش جدانشدنی زندگی بدانند و از بطن آن معنایی جدید خلق کنند که این می‌تواند تسهیل‌کننده فرایند رشد پس از سانحه در آنها باشد. بر این اساس، می‌توان این‌گونه یافته حاضر را تبیین کرد که شفقت به خود با ایجاد معنا و هدف در زندگی و تسهیل فرآیند تجربه احساسات و عواطف ناخوشایند به هنگام شکست و فقدان، سبب می‌شود افراد بتوانند در مواقع بحرانی زندگی خود رشد پس از سانحه را تجربه کنند.

یکی از محدودیت‌های مطالعه حاضر، گروه نمونه با دامنه سنی گسترده از 20 تا 70 سال است که به‌عنوان یک عامل مخدوش‌کننده می‌تواند بر نتایج این مطالعه تأثیر بگذارد؛ زیرا افراد از گروه سنی مختلف به سبب ساختار روانی و هیجانی مختص سن خود، به گونه‌ای متفاوت از مرگ عزیزان تأثیر می‌پذیرند و واکنش نشان می‌دهند. به‌طور معمول، این‌گونه انتظار می‌رود که یک فرد سالمند در مقایسه با یک فرد جوان، به‌واسطه تحول عاطفی و شناختی و کسب تجربه به پختگی روانی بیشتری دست پیدا کرده است و بنابراین، تمایل بیشتری برای شفقت به خود و دیگران و همچنین، رشد پس از سانحه دارد. همچنین، یک فرد سالمند در مرحله‌ای از زندگی قرار دارد که آمادگی بیشتری برای مواجهه با فقدان و از دست دادن همسر دارد. بر همین اساس، احتمالاً تفاوت سنی بین اعضای گروه نمونه، عاملی است که با تأثیر بر متغیرهای مورد مطالعه می‌تواند نتایج را متأثر سازد. بر همین اساس، پیشنهاد می‌شود در مطالعات آتی، متغیر سن کنترل شود و یک گروه نمونه همگن‌تر ازنظر سن بررسی شوند. محدودیت دیگر پژوهش این است که اطلاعات جمع‌آوری‌شده صرفاً ازطریق خودگزارشی شرکت‌کنندگان و پرسشنامه به دست آمده است و استفاده از منابع چندگانة اخذ اطلاعات می‌تواند به نتایج معتبرتر کمک کند. 

بر طبق نتایج حاصل از این مطالعه، شفقت به خود و طرحواره‌های هیجانی به‌ترتیب دارای رابطه مثبت و منفی با رشد پس از سانحه در زنان سوگوار از مرگ همسر ناشی از بیماری کرونا بودند. همچنین، طرحواره‌های هیجانی در ارتباط بین طرحواره‌های هیجانی و رشد پس از سانحه دارای نقش میانجی بودند؛ بنابراین، در افراد دچار سوگ می‌توان با برنامه‌های اصلاح طرحواره‌های هیجانی و ارتقای شفقت به خود آنها را در مسیر رشد پس از سانحه یاری رساند.

 

سپاسگزاری

نویسندگان از شرکت‌کنندگان در پژوهش که در انجام طرح حاضر همکاری داشتند، کمال تشکر و قدردانی دارند.

 

[1] post-traumatic growth

[2] trauma

[3] wisdom

[4] emotional schema

[5]Emotional schemas

[6] self-compassion

[7] Reflective self-knowledge

[8] Post-Traumatic Growth Questionnaire

[9] Questionnaire of emotional schemas

[10] Self-compassion questionnaire

مراجع

خانزاده، م.، ادریسی، ف.، محمدخانی، ش.، و سعیدیان، م. (1392). بررسی ساختار عاملی و مشخصات روانسنجی مقیاس طرحواره های هیجانی بر روی دانشجویان. مطالعات روانشناسی بالینی، 7(1)، 84-72.

رحمانیان، و.، زاهدی، ر.، هوشمندی، ک.، رحمانیان، ک.، و فخرآوری، ل. (1400). ارزیابی روند مرگ‌ومیر قبل و بعد از شروع بحران کرونا: آیا مرگ‌ومیر مسیر خود را تغییر داده است؟. مجله دانشگاه علوم پزشکی پارس (جهرم)،19(۱)،33-21. DOI:10.52547/JMJ.19.1.4

خراط‌زاده، ح.، محمدی، ا.، جعفری، ف.، و حسینی، س. م. (1397). ارتباط شفقت به خود و اجتناب تجربی با کیفیت زندگی در بیماران مبتلا به ویتیلیگو. پوست و زیبایی، ۹ (۲)،۹۲-۸۳.

سیدمحمودی، س. ج.، رحیمی، چ.، و محمدی، ن. (1392). ویژگی‌های روان‌سنجی پرسشنامه رشد پس از سانحه. روش‌ها و مدل‌های روانشناختی، 12(2)، 58-46 DOI: 10.1515/ijamh-2017-0138 .
کرد، ب.، و باباخانی، آ. (1395). نقش خوددلسوزی و ذهن‌آگاهی در پیش‌بینی استرس تحصیلی دانش‌آموزان دختر. مطالعات روانشناسی تربیتی، 13 (24)، 129-109.‌
         DOI: 10.22111/JEPS.2016.2951
عجم، ع. ا.، فرزانفر، ج.، و شکوهی‌فرد، ح. (1395). بررسی نقش شفقت خود در سلامت عمومی و پیشرفت تحصیلی دانشجویان دانشکده پرستاری و مامایی دانشگاه علوم‌پزشکی مشهد در سال ۱۳۹۳. آموزش پرستاری، ۵ (۵)، 16-9. DOI: 10.21859/jne-05052

علوی، م. (۱۳۹۲). مدل‌یابی معادلات ساختاری در پژوهش‌های مرتبط با آموزش علوم سلامت، معرفی روش و کاربرد آن، مجله ایرانی آموزش در علوم‌پزشکی، ۱۳(۶)، ۵۳۰-۵۱۹.

نصرالله‌زاده ثابت، م.، خانعلی‌پور، م.، غلامی، م.، سارلی، ع.، رحیمی خرمی، ع.، و اسماعیل‌زاده، ع. (1399). بررسی تظاهرات بالینی و میزان مرگ‌ومیر در بیماران مبتلا به کووید ۱۹ دارای بیماری زمینه‌ای. مجله دانشگاه علوم‌پزشکی اراک، 23(۵)، ۷۴۹-۷۴۰. DOI:10.32598/JAMS.23.COV.5797.

                                      
 
References
Ajam, A. A., Farzanfar, J., & Shokohi Fard, H. (2017). The role of self-compassion in the general health and academic achievement of the nursing and midwifery students in Mashhad University of Medical Sciences in 2014. Journal of Nursing Education, 5(5), 9-16. [In Persian]. DOI: 10.21859/jne-05052
Alavi, M. (2013). Structural equation modeling (SEM) in health sciences education researches: an overview of the method and its application. Iranian Journal of Medical Education, 13(6), 519-530. [In Persian]
Baños, R. M., Garcés, J. J., Miragall, M., Herrero, R., Vara, M., & Soria-Olivas, E. (2022). Exploring the heterogeneity and trajectories of positive functioning variables, emotional distress, and post-traumatic growth during strict confinement due to COVID-19. Journal of Happiness Studies, 23(4), 1683-1708. DOI: 10.1007/s10902-021-00469-z.
Browne, M. W., & Cudeck, R. (1992). Alternative ways of assessing model fit. Sociological Methods & Research, 21(2), 230-258. DOI: 10.1177/0049124192021002
Drefahl, S., Wallace, M., Mussino, E., Aradhya, S., Kolk, M., Brandén, M., & Andersson, G. (2020). A population-based cohort study of socio-demographic risk factors for COVID-19 deaths in Sweden. Nature Communications, 11(1), 5097. https://doi.org/10.1038/s41467-020-18926-3
Edwards, E. R., & Wupperman, P. (2019). Research on emotional schemas: A review of findings and challenges. Clinical Psychologist, 23(1), 3–14. https://doi.org/10.1111/cp.12171
Edwards, E. R., Liu, Y., Ruiz, D., Brosowsky, N. P., & Wupperman, P. (2021). Maladaptive emotional schemas and emotional functioning: Evaluation of an integrated model across two independent samples. Journal of Rational-Emotive & Cognitive-Behavior Therapy, 39(3), 428-455.  DOI: 10.1007/s10942-020-00379-8
Faustino, B., & Vasco, A. B. (2021). Emotional schemas mediate the relationship between emotion regulation and symptomatology. Current Psychology, 42(4), 1-7. DOI: 10.1007/s12144-021-01560-7
Galla, B. M. (2016). Within-person changes in mindfulness and self-compassion predict enhanced emotional well-being in healthy, but stressed adolescents. Journal of Adolescence, 49, 204-217.
     DOI: 10.1016/j.adolescence.2016.03.016
Guil, R., Ruiz-González, P., Morales-Sánchez, L., Gómez-Molinero, R., & Gil-Olarte, P. (2022). Idiosyncratic profile of perceived emotional intelligence and post-traumatic growth in breast cancer survivors: findings of a multiple mediation model. International Journal of Environmental Research and Public Health, 19(14), 8592-8599.
      DOI: 10.3390/ijerph19148592
Hu, L. T., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: a Multidisciplinary Journal, 6(1), 1-55.
     DOI: 10.1080/10705519909540118
Khanzadeh, M., Idrisi, F., Mohammad Khani, S., & Saeidian, M. (2013). Investigating the factor structure and psychometric properties of the Emotional Schemas Scale on students. Quarterly Journal of Clinical Psychology, 4(2), 1-4. [In Persian]
Kharatzadeh, H., Mohammadi, A., Jaffary, F., & Hoseini, S. M. (2018). The relationship of self-compassion and experiential avoidance with quality of life in patients with vitiligo. Journal of Dermatology and Cosmetic, 9(2), 83-92. [In Persian]
Kline, R. B. (2005). Principles and practice of structural equation modeling. 2nd ed. Guilford.
Kline, R. B. (2011). Principles and practice of structural equation modeling. (3. Baskı). Guilford.
Kord, B., & Babakhani, A. (2016). The Role of Self-Compassion and Mindfulness in predicting the female students' academic stress. Journal of Educational Psychology Studies, 13(24), 109-126. [In Persian]
     DOI: 10.22111/JEPS.2016.2951
Leahy, R. L. (2002). Model of emotional schemas. Cognitive and Behavioral Practice, 9 (3), 177–190.‌ DOI: 10.1016/S1077-7229(02)80048-7
Leahy, R. L. (2016). Emotional schema therapy: A meta‐experiential model. Australian Psychologist, 51(2), 82-88. https://doi.org/10.1111/ap.12142
Leahy, R. L. (2019). Introduction: Emotional schemas and emotional schema therapy. International Journal of Cognitive Therapy, 12(1), 1-4. https://doi.org/10.1007/s41811-018-0038-5
Lee, S., Gwon, M. G., & Kim, Y. (2018). The relationship between post-traumatic growth, trauma experience and cognitive emotion regulation in nurses. Korean Journal of Stress Research, 26(1), 31-37. DOI: 10.17547/kjsr.2018.26.1.31
MacCallum, R. C., Browne, M. W., & Sugawara, H. M. (1996). Power analysis and determination of sample size for covariance structure modeling. Psychological Mthods, 1(2), 130-149. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130

Munroe, M., Al-Refae, M., Chan, H. W., & Ferrari, M. (2022). Using self-compassion to grow in the face of trauma: The role of positive reframing and problem-focused coping strategies. Psychological Trauma: Theory, Research, Practice, and Policy, 14(S1), 157-164.

    DOI: 10.1037/tra0001164.

Nasrollahzadeh Sabet, M., Khanalipour, M., Gholami, M., Sarli, A., Rahimi Khorrami, A., & Esmaeilzadeh, E. (2020). Prevalence, clinical manifestation and mortality rate in COVID-19 patients with underlying diseases. Journal of Arak University of Medical Sciences, 23(5), 740-749. [In Persian] DOI: 10.32598/JAMS.23.COV.5797.1
Neff, K. D. (2003). The development and validation of a scale to measure self -compassion. Self and ‌Identity, 8 (2), 223-250.‌ DOI: 10.1080/15298860390209035

Neff, K. D. (2022). Self-Compassion: Theory, method, research, and intervention. Annual Review of Psychology, 18(74), 193-218. DOI: 10.1146/annurev-psych-032420-031047

Pan Cui, P., Pan Wang, P., Wang, K., Ping, Z., Wang, P., & Chen, C. (2021). Post-traumatic growth and influencing factors among frontline nurses fighting against COVID-19. Occupational and Environmental Medicine, 78(2), 129-135. DOI: 10.1136/oemed-2020-106540.

Park, H. J., & Jeong, G. C. (2022). Relationship between Attachment to Pet and Post-Traumatic Growth after Pet Loss: Mediated Moderating Effect of Cognitive Emotion Regulation Strategy through Separation Pain. Behavioral Sciences, 12(8), 291.
      DOI: 10.3390/bs12080291.
Rahmanian, V., Zehedi, R., Hushmandi, K., Rahmanian, K., & Fakhravari, L. (2022). Mortality trend before and after the onset of the Corona crisis: â has the mortality changed its course?. Pars Journal of Medical Sciences, 19(1), 21-33. [In Persian] DOI: 10.52547/JMJ.19.1.4
Seyed Mahmoudi, S. J., Rahimi, C., & Mohammadi, N. (2013). Psychometric properties of posttraumatic growth inventory in an iranian sample. Psychological Methods and Models, 3(12), 93-108. [In Persian]
     DOI: 10.1515/ijamh-2017-0138
Slavin‐Spenny, O. M., Cohen, J. L., Oberleitner, L. M., & Lumley, M. A. (2011). The effects of different methods of emotional disclosure: Differentiating post‐traumatic growth from stress symptoms. Journal of Clinical Psychology, 67(10), 993-1007. DOI: 10.1002/jclp.20750.
Tedeschi, R. G., & Calhoun, L. G. (1996). The Posttraumatic Growth Inventory: Measuring the positive legacy of trauma. Journal of Traumatic Stress, 9(3), 455–472. DOI: 10.1002/jts.2490090305
Tedeschi, R. G., & Calhoun, L. G. (2004). " Posttraumatic growth: Conceptual foundations and empirical evidence". Psychological Iquiry, 15(1), 1-18. DOI: 10.1207/s15327965pli1501_01
Vazquez, C., Valiente, C., García, F. E., Contreras, A., Peinado, V., Trucharte, A., & Bentall, R. P. (2021). Post-traumatic growth and stress-related responses during the COVID-19 pandemic in a national representative sample: The role of positive core beliefs about the world and others. Journal of Happiness Studies, 22(7), 2915-2935.
     DOI: 10.1007/s10902-020-00352-3. 
Wei, C., Han, J., Zhang, Y., Hannak, W., Dai, Y., & Liu, Z. (2017). Affective emotion increases heart rate variability and activates left dorsolateral prefrontal cortex in post-traumatic growth. Scientific Reports, 7(1), 1-10. DOI: 10.1038/s41598-017-16890-5
Wheaton, B., Muthen, B., Alwin, D. F., & Summers, G. F. (1977). Assessing reliability and stability in panel models. Sociological Methodology, 8, 84-136. DOI: 10.2307/270754
Wilson, A. C., Mackintosh, K., Power, K., & Chan, S. W. (2019). Effectiveness of self-compassion related therapies: A systematic review and meta-analysis. Mindfulness, 10(6), 979-995. DOI: 10.1007/s12671-018-1037-6
 

 

فایل ها

سابقه مقاله

  • تاریخ دریافت: 07 دی 1401
  • تاریخ بازنگری: 26 شهریور 1402
  • تاریخ پذیرش: 28 شهریور 1402

هم رسانی

ارجاع به این مقاله

آمار