بررسی تعیین تأثیر طلاق عاطفی و خشونت خانگی بر گرایش به روابط فرازناشویی با نقش میانجی‌گری پریشانی روانشناختی در زنان متأهل
محورهای موضوعی : روانشناسی خانوادهاعظم محمدپور ایردموسی 1 , مریم عاقل مسجدی 2 *
1 - گروه مشاوره خانواده، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه تنکابن، مازندران، ایران.
2 - گروه روانشناسی سلامت، واحد رشت، دانشگاه آزاد اسلامی، رشت، ایران.
کلید واژه: طلاق عاطفی, خشونت خانگی, گرایش به روابط فرازناشویی, پریشانی روانشناختی, زنان متاهل,
چکیده مقاله :
هدف از این پژوهش، تعیین تأثیر طلاق عاطفی و خشونت خانگی برگرایش به روابط فرازناشویی با نقش میانجی پریشانی روانشناختی بود. پژوهش حاضر ازلحاظ هدف کاربردی و ازلحاظ ماهیت و روش اجرا توصیفی از نوع همبستگی بود.جامعه آماری شامل تمامی زنان متأهل مراجعه‌کننده به کلینیک‌های مشاوره شهر تهران (470 نفر) که نمونه آماری 200 نفر از زن متأهل که با روش نمونه‌گیری خوشه‌ای چندمرحله‌ای حجم نمونه تعیین شد. ابزار جمع‌آوری اطلاعات شامل مقیاس‌های طلاق عاطفی جان گاتمن (2000)، نگرش به خیانت مارک واتلی (2006)، پریشانی روانی سیمونز و گاهر (2005) و پرسشنامه خشونت علیه‌زنان حاج یحیی (2001) بود و به‌منظور تجزیه و تحلیل داده‌ها از روش‌های آمار استنباطی (مدل‌سازی معادلات ساختاری، تحلیل عامل اکتشافی، آزمون تی- استیودنت) به تناسب استفاده گردید. سطح معناداری 05/0 در ظر گرفته شد. جهت انجام تحلیل، از نرم افزار 20 -SPSS و24-AMOS استفاده شد. یافته‌های پژوهش نشان داد که خشونت خانگی اثر مثبت مستقیم بر پریشانی روانشناختی دارد(510/3 T= ،221/0 = β).همچنین یافته‌های پژوهش نشان داد که طلاق عاطفی، پریشانی روانشناختی، خشونت خانگی و طلاق عاطفی اثر مثبت مستقیم بر پریشانی روانشناختی دارد و اثر مثبت مستقیم بر گرایش به روابط فرازناشویی دارد.
The purpose of this research was to determine the impact of emotional divorce and domestic violence on returning to extramarital relationships with the role of psychological distress as a mediator. The present study was applied in terms of its purpose and descriptive in terms of the nature and method of implementation. The statistical population includes all married women who refer to counseling clinics in Tehran (470 people), and the statistical sample of the present study is 200 married women who were selected by sampling method. Multi-stage clustering was determined based on the structural equation modeling methodology of the sample size. Data collection tools include John Guttman's Emotional Divorce Questionnaire (2000), Mark Watley's Infidelity Attitude Questionnaire (2006), and Simmons and Gaher's Psychological Distress Questionnaire (2005). ), the questionnaire for measuring violence against women was Haj Yahya (2001) and in order to analyze the data, inferential statistics methods (structural equation modeling, exploratory factor analysis, Student's t-test) were used appropriately. A significance level of 0.05 was considered. SPSS-20 and AMOS-24 software were used for analysis. The research findings showed that domestic violence has a direct positive effect on psychological distress (T = 3.510, β = 0.221). Also, the research findings showed that emotional divorce, psychological distress, domestic violence and emotional divorce have a direct positive effect. It has a direct positive effect on psychological distress and has a direct positive effect on extramarital relations.
اربابی، فائزه؛ سراوانی، شهرزاد؛ زینلی‌پور، مژگان و هاشمی سنجابی، امیر. (1401). اثربخشی ذهنآگاهی مبتنی بر شناخت‌‌درمانی بر بهزیستی روانشناختی، کیفیت زندگی و تاب‌‌آوری در زوجین با تعارضات زناشویی. مجله روانشناسی، 26(2)، 149-140.
ارجمند سیاهپوش، اسحق و عجم‌دشتی، فریال. (1390)، بررسی عوامل اجتماعی- اقتصادي مؤثر بر خشونت علیه زنان در شهر اهواز، مجله تخصصی جامعه‌شناسی، 1(3)، 118-91
اسمیت، ادوارد ای؛ ج بم، داریل ؛ اتکینسون، ریتا ال؛ اتکینسون، ریچارد سی و نولن هوکسما، سوزان. (2004). زمینه روانشناسی هیلگارد. ترجمه: براهنی، محمدنقی و همکاران. تهران: رشد
طیفیان، مریم؛ عرشی، ملیحه؛ علی‌پور، فردین؛ قائد، امینی و هارونی، غلامرضا. (1395) بررسی رابطه خشونت خانگی وطلاق عاطفی در میان زنان متأهل شهر تهران در سال۱۳۹۵. فصلنامه مددکاری اجتماعی، ۵ (۲) :۱۲-۵
کاوه فارسانی، ذبیح الله، نظری فر، محسن، محمودی نجف آبادی، فاطمه. (1402). ارزیابی الگوی رابطه بین ذهنآگاهی و کیفیت رابطه زناشویی با میانجی‌گری باورهای لذت‌بری و قدردانی. مجله روانشناسی، 1(27)، 1-9.
کیایی راد، حسین؛ پاشا، رضا؛ عسگری، پرویز و مکوندی، بهنام. (1401). اثربخشی طرحواره درمانی بر روابط فرازناشویی و خشونت خانگی در زنان درگیر در طلاق عاطفی. دانش و پژوهش در روان شناسی کاربردی، 23(3)، 204-188.
لشگری، مهدی. (1397). بررسی مروری عوامل موثر در بروز روابط فرازناشویی در افراد متأهل. سومین کنفرانس توانمندسازی جامعه در حوزه علوم انسانی و مطالعات روانشناسی،تهران، 145-153.
نصیری جونقانی، مهناز؛ اصغری، فرهاد و علی‌پور، صفر. (1399). بررسی رابطه ساختاری طرحواره‌های ناسازگار اولیه، تمایزیافتگی خود و عملکرد جنسی با تمایل به روابط فرازناشویی. مجله روانشناسی، 3(25)، 329-349.
یزدخواستی، بهجت و شیري، حامد. (1387). ارزش‌هاي پدرسالاري و خشونت علیه زنان، فصلنامه مطالعات زنان، 6(5)، 70-83.
یکه‌کار، شیرین و حسینی حاجی بکنده، سید احمد. (1397). ویژگی‌های خشونت خانگی علیه زنان و زمینه‌های فرهنگی مرتبط با آن. پژوهشنامه مددکاری اجتماعی، 5(16)،231-217.
Barzoki، M. H.، Tavakoll، M.، & Burrage، H. (2015). Rational-emotional ‘divorce in Iran. Applied Research in Quality of Life، 10(1) ، 107-122.
Baugh، L. M.، Cox، D. W.، Young، R. A.، & Kealy، D. (2019). Partner trust and childhood emotional maltreatment: The mediating and moderating roles of maladaptive schemas and psychological flexibility. Journal of Contextual Behavioral Science، 12، 66-73.
Bhandari، S. (2018). South Asian women's coping strategies in the face of domestic violence in the United States. Health Care for Women International، 39(2) ، 220-242.
Diop-sidibe N، Campbell J، Becker S. (2016). Domestic violence against women in Egypt. Soc Sci Med. 62(5):1260-77.
Doherty، W. J.، Kalantar، S. M.، & Tarsafi، M. (2020). Divorce ambivalence and reasons for divorce in Iran. Family Process. 1، 1-10.
Evans، P.، McPherson، G. E.، & Davidson، J. W. (2013). The role of psychological needs in ceasing music and music learning activities. Psychology of Music، 41(5) ، 600-619.
Fadaiea tehrani، M.، Khademi، B. (2015). Evaluation of the tendency to psychotropic drugs among the high school students of the city of Bandar Abbas and the influencing factors on them. Journal of renewable natural resources Bhutan، 3(7) ، 23-34.
Fayazi، S.، Rokhafroz، D.، Gheibizadeh، M.، Hakim، A.، & Sayadi، N. (2015). Personal، Familial، and Social Factors Contributing to Addiction Relapse، Ahvaz، Iran. Jentashapir Journal of Health Research، 6(3). 11-15.
مجله روانشناسی 113/ سال بیست و نهم، شماره 1/ بهار 1404
Journal of Psychology, 2025, 29 (Spring) 327-748+ 10-1 57
بررسی تعیین تأثیر طلاق عاطفی و خشونت خانگی بر گرایش به روابط فرازناشویی با نقش میانجی‌گری پریشانی روانشناختی در زنان متأهل
Investigating the Impact of Emotional Divorce and Domestic Violence on the Tendency to Extramarital Relationships with the Mediating Role of Psychological Distress
in Married Women
اعظم محمدپور ایردموسی1 مریم عاقل مسجدی2 |
| Azam Mohamadpor-Eyradmosa, MSc student Maryam Aghel-Masjedi, PhD* |
چکیده |
|
Abstract |
هدف از این پژوهش، تعیین تأثیر طلاق عاطفی و خشونت خانگی برگرایش به روابط فرازناشویی با نقش میانجی پریشانی روانشناختی بود. پژوهش حاضر ازلحاظ هدف کاربردی و ازلحاظ ماهیت و روش اجرا توصیفی از نوع همبستگی بود.جامعه آماری شامل تمامی زنان متأهل مراجعه‌کننده به کلینیک‌های مشاوره شهر تهران (470 نفر) که نمونه آماری 200 نفر از زن متأهل که با روش نمونه‌گیری خوشه‌ای چندمرحله‌ای حجم نمونه تعیین شد. ابزار جمع‌آوری اطلاعات شامل مقیاس‌های طلاق عاطفی جان گاتمن (2000)، نگرش به خیانت مارک واتلی (2006)، پریشانی روانی سیمونز و گاهر (2005) و پرسشنامه خشونت علیه‌زنان حاج یحیی (2001) بود و به‌منظور تجزیه و تحلیل داده‌ها از روش‌های آمار استنباطی (مدل‌سازی معادلات ساختاری، تحلیل عامل اکتشافی، آزمون تی- استیودنت) به تناسب استفاده گردید. سطح معناداری 05/0 در ظر گرفته شد. جهت انجام تحلیل، از نرم افزار 20 -SPSS و24-AMOS استفاده شد. یافته‌های پژوهش نشان داد که خشونت خانگی اثر مثبت مستقیم بر پریشانی روانشناختی دارد(510/3 T= ،221/0 = β).همچنین یافته‌های پژوهش نشان داد که طلاق عاطفی، پریشانی روانشناختی، خشونت خانگی و طلاق عاطفی اثر مثبت مستقیم بر پریشانی روانشناختی دارد و اثر مثبت مستقیم بر گرایش به روابط فرازناشویی دارد. واژه‌هاي کلیدي: طلاق عاطفی، خشونت خانگی، روابط فرازناشویی، پریشانی روانشناختی |
| The purpose of this research was to determine the impact of emotional divorce and domestic violence on returning to extramarital relationships with the role of psychological distress as a mediator. The present study was applied in terms of its purpose and descriptive in terms of the nature and method of implementation. The statistical population includes all married women who refer to counseling clinics in Tehran (470 people), and the statistical sample of the present study is 200 married women who were selected by sampling method. Multi-stage clustering was determined based on the structural equation modeling methodology of the sample size. Data collection tools include John Guttman's Emotional Divorce Questionnaire (2000), Mark Watley's Infidelity Attitude Questionnaire (2006), and Simmons and Gaher's Psychological Distress Questionnaire (2005).), the questionnaire for measuring violence against women was Haj Yahya (2001) and in order to analyze the data, inferential statistics methods (structural equation modeling, exploratory factor analysis, Student's t-test) were used appropriately. A significance level of 0.05 was considered. SPSS-20 and AMOS-24 software were used for analysis. The research findings showed that domestic violence has a direct positive effect on psychological distress (T = 3.510, β = 0.221). Also, the research findings showed that emotional divorce, psychological distress, domestic violence and emotional divorce have a direct positive effect. It has a direct positive effect on psychological distress and has a direct positive effect on extramarital relations. Keywords: Emotional divorce, domestic violence, extramarital relationships, psychological distress |
· مقدمه
یکی از تهدیدهای همیشگی خانواده‌ها، احتمال درگیرشدن زوجین در روابط فرازناشویی است که باعث ازهم پاشیدگی خانواده و واردشدن آسیب‌های جدی به بهداشت روانی اعضای آن می‌شود (لشگری، 1397). روابط فرازناشویی از دید درمانگران بیشتر بر مفهوم بی‌وفایی، تنوع‌طلبی جنسی یا خیانت تأکید دارد. هرزوجی بنا به نوع تعهدات و محدودیت‌هایی که در رابطه خویش با یکدیگر توافق کرده‌اند، نگرش خاصی نسبت به روابط فرازناشویی دارند (زولا، 2007). براین اساس بانک و باکر (2015)، در پژوهش خود دریافتند که نگرش افراد نسبت به روابط جنسی فرازناشویی شاخص مهمی برای پیش‌بینی تمایل به روابط جنسی فرازناشویی است. در همین راستا مطالعات بختیاری و همکاران (1398)، نشان داد اثر مستقیم دلبستگی اضطرابی، طرحواره‌های محرومیت هیجانی، رهاشدگی، انزوای اجتماعی، شکست و آسیب‌پذیری بر سبک عشق‌ورزی و اثر مستقیم سبک دلبستگی اضطرابی و طرحواره انزوای اجتماعی بر سبک عشق‌ورزی معنادار است.در پژوهش فردوسی (1397)، مشخص شد بین رفتار دلبستگی در روابط زناشویی، کیفیت روابط زناشویی و سبک‌های دلبستگی با نگرش به خیانت در زنان متأهل رابطه معناداری وجود دارد.
مسائل بسیاری بر طلاق عاطفی تأثیرگذار است؛ به‌نظر می‌رسد یکی از این مسائل خشونت خانگی باشد. خشونت علیه زنان یکی از مشکلات مهم حقوق بشر در سطح جهان به‌شمار می‌رود و مسئله عمده بهداشتی، اجتماعی و سلامت عمومی و از علل مهم مرگ و بیماری زنان در سراسر دنیا است (دیوپ و سی دی په، 2016).آزار زنان، مشکلی با ابعاد و اندازه‌های جهانی است که مرزهای فرهنگی، جغرافیایی، مذهبی، اجتماعی و اقتصادی را در نوردیده است (ناود و همکاران، 2016). خشونت علیه زنان پدیده‌ای است که در آن زن به خاطر جنسیت خود، مورد اعمال زور و تضییع حق ازسوی جنس دیگر واقع می‌گردد و چنانچه این نوع رفتار در چارچوب خانواده و بین زن و شوهر باشد، از آن به خشونت خانگی تعبیر می‌شود (آقاخانی و همکاران، 1395). پژوهش‌های بین‌المللی همواره نشان داده‌اند خشونت خانگی شیوع بالایی دارد و به‌ویژه زنان بیشتر از افراد دیگر مورد اهانت، آسیب، تجاوز یا قتل توسط همسر فعلی یا سابق خود قرار می‌گیرند. تحقیق رنیسون و ولچنس در سال 2018 نشان داد، در بیش‌از 85 درصد موارد همسرآزاری، طرف قربانی زن است و نتایج حدود 80 مطالعه در بیش از 50 کشور جهان بیانگر همین واقعیت است.
پریشانی روانشناختی (psychological distress)، به‌طور گسترده به عنوان شاخص سلامت روانی در بهداشت عمومی، بررسی‌های جمعیت‌شناسی، مطالعات همه‌گیرشناسی و همچنین به‌عنوان یک پیامد در مطالعات بالینی و اثربخش استفاده می‌شود(یوسفی، 1395). مارچند و بلانک، مطابق پژوهش‌ها نشان دادند افراد با درماندگی روانی بیشتر از نشانه‌های بیماری جسمی شکایت می‌کنند و فراوانی بیماری‌های جسمی، پیشگوکننده قدرتمند وقوع آسیب در کارکرد جسمی، روانشناختی و اجتماعی است. براساس نتایج عوامل متعددی منجر به بروز پریشانی روانشناختی می‌شوند. ازجمله این عوامل می‌توان به اختلال در ناگویی هیجان اشاره کرد. در این راستا، شواهد حاکی از این است که راهبردهای سازش‌نایافته ناگویی هیجان نقش مهمی در ایجاد پریشانی روانشناختی ایفا می‌کنند (حسنی و شاه مرادی، 1394). در مطالعه کاوه فارسانی و همکاران (1402)، رابطه مثبت و معنادار بین ذهنآگاهی، قدردانی و باورهای لذت‌بری با کیفیت رابطه زناشویی را نشان دادند. همچنین با توجه به مطالب فوق و از آنجا که پیوند زناشویی یک رابطه دو طرفه است و زنان در بسترسازی مناسب این روابط نقش انکارناپذیری دارند؛ و علاوه‌بر اینکه خودشان یکی از ارکان این روابط هستند، در به تکامل رساندن آن و استحکام روابط و پایه‌های خانواده نقش مهمی ایفا می‌کنند (موحد و همکاران، 1388)؛ همچنین وجود تعارضات زناشویی در روابط زوجین و به‌خصوص در سال‌های اولیه ازدواج، لزوم توجه به سازه‌های فردی و بین‌فردی به‌عنوان عوامل زمینه‌ساز رابطه را در قالب الگوهای گوناگون گوشزد می‌کند (کاوه فارسانی، نظری‌فر و محمودی نجف‌آبادی، 1402) و ازسویی و با توجه به تمامی مطالب و پژوهش‌ها که نشان می‌دهند طلاق عاطفی، خشونت خانگی، روابط فرازناشویی و پریشانی روانشناختی بعنوان عوامل مؤثر در رضایت زناشویی و از مقدمات طلاق عاطفی است؛ پژوهش حاضر با هدف تعیین روابط ساختاری طلاق عاطفی و خشونت خانگی با گرایش به روابط فرازناشویی در زنان متأهل با میانجی‌گری پریشانی روانشناختی انجام شده است؛ به عبارت دیگر درصدد یافتن پاسخ این سؤال است که آیا مدل طلاق عاطفی و خشونت خانگی براساس گرایش به روابط فرازناشویی با نقش میانجی پریشانی روانشناختی در زنان متأهل از برازش مطلوب برخوردار است، آیا برازش دارد یا نه؟ شکل 1 الگوی پیشنهادی این پژوهش را نشان می‌دهد.
· روش
پژوهش از نوع همبستگی بود. جامعه آماری پژوهش حاضر، شامل تمامی زنان متأهل (470 نفر) مراجعه‌کننده به کلینیک تهران در بازه زمانی بهار سال 1402-1401 بودند. نمونه آماری پژوهش حاضر 237 نفر از زنان متأهل بودند که با روش نمونه‌گیری خوشه‌ای چندمرحله‌ای انتخاب شدند. از بین زنان متأهل مراجعه‌کننده به کلینیک‌های تهران با استفاده از روش‌شناسی مدل‌یابی معادلات ساختاری 237 نفر، به روش نمونه‌گیری خوشه‌ای چندمرحله‌ای انتخاب شد به این صورت که پرسشنامه‌ها توسط افراد نمونه تکمیل شد و پس از جداسازی پرسشنامه‌های ناقص و مخدوش تعداد 200 پرسشنامه با استفاده از نرم‌افزار spss20 تجزیه و تحلیل و برای تحلیل مدل از AMOS24 استفاده شد.
· ابزارها
الف) مقیاس نگرش به خیانت (روابط فرازناشویی) (attitudes toward infidelity scale- ATIS): این مقیاس که توسط مارک واتلی (2006) ساخته شده است (بهمنش و رضایی، 1398)، دارای 12 ماده است که در مقیاس لیکرت صورت‌بندی شده است. نمره‌گذاری از 1 (کاملاً مخالفم) تا 7 (کاملاً موافقم) تنظیم شده است. آلفای کرونباخ این مقیاس در مطالعه عبدالله‌زاده (2010 ) تأیید شده است. یافته پژوهش ویتلی (2006)، حاکی از اعتبار مطلوب این نگرش‌سنج است، به‌طوری‌که آلفای کرونباخ حاصل از ضریب همسانی درونی 80 درصد سنجیده شده است. برای تعیین اعتبار این مقیاس از دو روش آلفای کرونباخ و ضریب باز آزمایی استفاده شد. ضریب آلفای کرونباخ مقیاس نگرش به روابط فرازناشویی 71/0 برآورده شده است. ضریب بازآزمایی حاصل از اجرای این آزمون نیز 87/0 سنجیده شده است. در این مطالعه اعتبار مقیاس نگرش به خیانت با روش آلفای کرونباخ 79/0 محاسبه شد.
ب) مقیاس پریشانی روانی (distress tolerance scale- DTS): مقیاس پریشانی روانی توسط سیمونز و گاهر (2005)، ساخته شده است. این مقیاس 15 ماده دارد که 4 خرده‌مقیاس تحمل (پریشانی روانی هیجانی)، جذب (جذب‌شدن به‌وسیله هیجانات منفی)، ارزیابی (برآورد ذهنی پریشانی)، تنظیم (تنظیم تلاش‌ها برای تسکین پریشانی) را می‌سنجد. تحمل (پریشانی روانی هیجانی): با ماده‌های 1، 3 و 5 اندازه‌گیری می‌شود. این مقیاس براساس مقیاس 5 درجه‌ای لیکرت (عبارات این مقیاس، روی یک مقياس پنج درجه‌اي (1- کاملاً موافق 2- اندکی موافق 3- نه موافق و نه مخالف 4- اندکی مخالف 5- کاملاً مخالف) نمره‌گذاری می‌شوند كه هريك از اين گزينه‌ها به ترتيب 1، 2، 3، 4 و 5 امتياز دارند. عبارت 6 به صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شود. نمره ۴۵ نقطه برش مقیاس است که نمرات بیشتر از ۴۵ نشان‌دهنده آن است که پریشانی روانی بالا است و نمرات کمتر از ۴۵ بازگو‌کننده آن است که سطح پریشانی روانی در فرد پایین است. نمرات بالا در اين مقياس نشانگر تحمل پريشاني بالا است. ضرایب آلفا برای این مقیاس‌ها به‌ترتیب 72/0، 82/0، 78/0 و 70/0 و برای کل مقیاس 82/0 به‌دست آمده است. همچنین مشخص شده است که این مقیاس دارای روایی ملاکی و همگرایی اولیه کافی است (سیمونز و گاهر، 2005). ضریب اعتبار در پژوهش مرشدی حسین‌آبادی (1397)، برای کل مقیاس 84/0 و برای مقیاس پریشانی روانی 76/0، جذب‌شدن به‌وسیله هیجانات منفی 78/0، ارزیابی یا برآورد ذهنی پریشانی 82/0 و تنظیم تلاش‌ها برای تسکین پریشانی 74/0 به‌دست آمد.
ج) مقیاس طلاق عاطفی (emotional divorce scale-EDS): مقیاس طلاق عاطفی از کتاب موفقیت یا شکست در ازدواج نوشته جان گاتمن گرفته شده است. این مقیاس در سال 2000 نوشته شده و شامل جملاتی درباره جنبه‌های مختلف زندگی است که ممکن است فرد با آن موافق یا مخالف است. این مقیاس 24 ماده دارد و به شیوه بله یا خیر باید به آن جواب داد. اعتبار کل این آزمون در پژوهش موسوی و رحیمی نژاد (1394)، با استفاده از آلفای کرونباخ 93/0 به‌دست آمده است. روایی صوری این مقیاس نیز با نظر متخصصان تأیید گردیده است. نمره کل مقیاس 24 محاسبه شده است. اعتبار آن در ایران 93/0 گزارش شده است. برای به‌دست‌آوردن روایی سازه از تحلیل عاملی به‌روش چرخشی واریماکس و آزمون اسکری استفاده شد و بار عاملی همه ماده‌ها در دامنه 49/0 تا 80/0 قرار داشته و بار عاملی مقبولی دارند. روایی صوری آن نیز توسط متخصصان تأیید شده است. در پژوهش مامی و عسگری (1392)، آلفای کرونباخ برای اعتبار مقیاس 83/0 ذکر شده است. همچنین روایی محتوایی مقیاس توسط اساتید مطلوب گزارش شده است (مامی و عسگری، 1392).
د) پرسشنامه خشونت علیه‌زنان (domestic violence questionnaire- DVQ): جهت بررسی خشونت علیه زنان از پرسشنامه سنجش خشونت نسبت به زنان حاج یحیی (2001) استفاده شد، که این پرسشنامه از چند پرسشنامه دیگر از جمله پرسشنامه مقیاس تاکتیک تعارض (CTS) اشتراوس (1980)، پرسشنامه خشونت روانشناختی زنان تولمن (1990) سنجش همسرآزاری رادنبرگ و فانتوزو (1995) و شاخص همسرآزاری هودسون و مک بنتاش (1981) اقتباس گردیده است. پرسشنامه سنجش خشونت علیه زنان شامل 32 ماده براساس طیف لیکرت 5 درجه‌ای و چهار خرده‌مقیاس (خشونت فیزیکی، 17-27 خشونت روانی 1-16، خشونت جنسی30-28 و خشونت اقتصادی 31-32) است. پرسشنامه خشونت علیه زنان توسط خاقانی‌فر در دانشگاه الزهرا ترجمه شده است و اعتبار آن توسط چندتن از اساتید متخصص مورد تأیید قرار گرفته و ضریب همسانی درونی با آلفای کرونباخ آن نیز با استفاده از نمونه 60 نفری 97/0 به‌دست آمده است. برپایه نتایج حاصل از اولین زمینه‌یابی فلسطینی‌ها در مورد خشونت علیه زنان که در مورد 2410 نفر زن انجام گرفته است، ضریب همسانی درونی یا آلفای کرونباخ برای چهار عامل پرسشنامه حاج‌یحیی (2001) به‌ترتیب به 71/0 ،86/93،0/0 و 92/0 به‌دست آمده است. آلفای کرونباخ این پرسشنامه در پژوهش جعفریان (1394)، 82/0 محاسبه شد.
برای ارزیابی مدل پیشنهادی از الگویابی معادلات ساختاری (SEM)استفاده شد و تحلیل داده‌ها با استفاده از نرم‌افزارهای SPSS20 و AMOS24 انجام شد.
· یافته‌ها
شایان ذکراست که شاخص‌های توصیفی مربوط به متغیرهای مورد مطالعه، در سطح زیرمقیاس‌ها نیز در این بخش گزارش شده است. به عنوان نمونه میانگین و انحراف معیار طلاق عاطفی به ترتیب برابر 36/6 و 43/3 است.
جهت بررسی فرضیه‌های تحقیق ابتدا همبستگی متغیرها با استفاده از ضریب همبستگی پیرسون مورد بررسی قرار گرفت (جدول شماره 2).
با توجه به جدول ملاحظه می‌شود که خشونت خانگی اثر مثبت مستقیم بر پریشانی روانشناختی طلاق عاطفی دارد (05/0 >P). طلاق عاطفی اثر مثبت مستقیم بر پریشانی روانشناختی دارد (05/0 >P) و پریشانی روانشناختی اثر مثبت مستقیم بر گرایش به روابط فرازناشویی دارد (05/0 >P). خشونت خانگی اثر مثبت مستقیم بر گرایش به روابط فرازناشویی دارد (05/0 >P) و طلاق عاطفی اثر مثبت مستقیم بر گرایش به روابط فرازناشویی دارد (05/0 >P).بررسی دقیق‌تر معناداری یا نبود معناداری بین متغیرهای پژوهش در ادامه پاسخ به فرضیه‌های پژوهش، مورد اشاره قرار گرفت.
جدول 1. شاخص‌های توصیفی مربوط به «متغیرهای مورد مطالعه» در تحقیق
| متغیر | تعداد | میانگین | انحراف معیار | چولگی | کشیدگی | کمینه | بیشینه |
طلاق عاطفی |
| 200 | 36/9 | 43/3 | 16/0 | 23/0- | 8 | 16 |
پریشانی روانشناختی | پریشانی روانی هیجانی | 200 | 10/6 | 27/5 | 52/0 | 41/0- | 2 | 15 |
جذب‌شدن به وسیله هیجانات منفی | 200 | 13/4 | 13/4 | 46/0 | 39/0- | 2 | 15 | |
برآورد ذهنی پریشانی | 200 | 77/5 | 02/5 | 37/0 | 61/0 | 2 | 15 | |
تنظیم تلاش‌ها برای تسکین پریشانی | 200 | 31/7 | 72/5 | 41/0- | 47/0- | 2 | 15 | |
روابط فرازناشویی |
| 200 | 36/11 | 18/5 | 396/0 | 836/0 | 10 | 15 |
خشونت خانگی | خشونت روانی | 200 | 92/37 | 59/2 | 970/0 | 38/0 | 30 | 45 |
خشونت جنسی | 200 | 79/32 | 79/2 | 860/0 | 065/0 | 30 | 45 | |
خشونت فیزیکی | 200 | 23/34 | 59/1 | 865/0 | 49/0 | 30 | 45 | |
خشونت اقتصادی | 200 | 14/39 | 21/5 | 95/1 | 87/0 | 30 | 45 |
جدول2. نتایج مربوط به ضریب همبستگی پیرسون بین متغیرهای تحقیق
متغیر | طلاق عاطفی | خشونت روانی | خشونت جنسی | خشونت فیزیکی | خشونت اقتصادی | نمره کل خشونت خانگی | روابط فرازناشویی |
گرایش به روابط فرازناشویی | 40/0 | 35/0 | 44/0 | 46/0 | 35/0 | 39/0 | - |
پریشانی روانی هیجانی | 309/0 | 348/0 | 131/0 | 30/0 | 39/0 | 36/0 | 41/0 |
جذب شدن به‌وسیله هیجانات منفی | 41/0 | 35/0 | 25/0 | 38/0 | 26/0 | 40/0 | 48/0 |
برآورد ذهنی پریشانی | 118/0 | 238/0 | 214/0 | 231/0 | 29/0 | 34/0 | 45/0 |
تنظیم تلاش‌ها برای تسکین پریشانی | 54/0 | 43/0 | 49/0 | 40/0 | 46/0 | 30/0 | 38/0 |
نمره کل پریشانی روانشناختی | 32/0 | 30/0 | 36/0 | 39/0 | 32/0 | 43/0 | 44/0 |
خشونت روانی | 32/0 | - | - | - | - | - | 36/0 |
خشونت فیزیکی | 361/0 | - | - | - | - | - | 29/0 |
خشونت جنسی | 46/0 | - | - | - | - | - | 38/0 |
خشونت اقتصادی | 36/0 | - | - | - | - | - | 33/0 |
نمره کل خشونت خانگی | 34/0 | - | - | - | - | - | 36/0 |
طلاق عاطفی | - | 45/0 | 46/0 | 42/0 | 44/0 | 43/0 | 41/0 |
ضریب اعتبار در همه موارد کمتر از 01/0 است.
در رابطه با این موضوع سه مسئله مدنظر قرار می‌گیرد: 1. علائم (مثبت و منفی) پارمترهای مربوط به مسیرهای ارتباطی بین متغیرهای نهفته نشان می‌دهند که آیا پارامترهای محاسبه شده جهت روابط فرضی را مورد تأیید قرار داده‌اند. 2. مقدار پارامترهای برآوردشده؛ نشان می‌دهد که تا چه حد روابط پیش‌بینی شده، قوی هستند. در اینجا پارامترهای تخمینی باید معنادار باشند. یعنی قدرمطلق t-valueباید بیشتر از 96/1 باشد. 3. مجذور همبستگی چندگانه مقدار واریانس هر تغیر نهفته درونی (وابسته) که به‌وسیلة متغیرهای نهفتة بیرونی (مستقل) تبیین می‌شود را نشان می‌دهد. هرچه مقدار همبستگی چندگانه بیشتر باشد، قدرت بالای تبیین واریانس را بیان می‌کند.
شکل1. ضریب مسیر مدل تحلیل مسیر در حالت ضرایب استاندارد
نمودار 1، مقدار ضرایب مسیر مدل ساختاری در حالت تخمین استاندارد را نشان می‌دهد که براساس آن به آزمون فرضیات پرداخته می‌شود.
در این پژوهش ﻣﺪل ﻣﻔﻬﻮﻣﻲ ﭘﻴﺸﻨﻬﺎدي اوﻟﻴﻪ ﭘﮋوﻫﺶ ازﻃﺮﻳﻖ تحلیل مسیر بررسی ﺷﺪ و ﻧﺘﺎﻳﺞ ﺣﺎﺻﻞ از ﺑﺮازش اﻳﻦ ﻣﺪل در ﺟﺪول 3 اراﺋﻪ ﺷﺪه است.ﺑﺮﻃﺒﻖ ﻧﺘﺎﻳﺞ ﺟﺪول 3(ﺳﻄﺮ اول) ﻣﺸﺎﻫﺪه ﻣﻲ ﺷﻮد ﻛﻪ ﺷﺎﺧﺺﻫﺎي ﺑﺮازش، ﻣﺪل ﻣﻔﻬﻮﻣﻲ اوﻟﻴﻪ ﭘﮋوﻫﺶ را ﺗﺄﻳﻴﺪ نکردند (001/0P = )؛ ﺑﻨﺎﺑﺮاﻳﻦ ﺑﺎ ﺗﻮﺟﻪ ﺑﻪ ﻣﻘﺪار ﻛﺎي اﺳﻜﻮﺋﺮ ﻣﺪل ﺗﺪوﻳﻦ ﺷﺪه اﺻﻼح ﺷﺪ. ﺑﺪﻳﻦ ﺗﺮﺗﻴﺐ ﻛﻪ ﺑﺮاﺳﺎس دادهﻫﺎي ﺑﻪدﺳﺖ آﻣﺪه و ﻫﻤﭽﻨﻴﻦ ﺷﺎﺧﺺﻫﺎي اﺻﻼح، ﺑﺎ ﺣﺬف ﻣﺴﻴﺮ طلاق عاطفی و خشونت خانگی برگرایش به روابط فرازناشویی با نقش میانجی پریشانی روانشناختی ﻣﺪل اﺻﻼﺣﻲ ﺗﺪوﻳﻦ و ﺑﺮاي آزﻣﺎﻳﺶ اراﺋﻪ ﺷﺪ ﻛﻪ ﻧﺘﺎﻳﺞ ﺣﺎﺻﻞ از ﺷﺎﺧﺺﻫﺎي ﺑﺮازش را ﺟﺪول 3 (ﺳﻄﺮ دوم) ﻧﺸﺎن ﻣﻲدﻫﺪ. درمجموع این شاخص‌ها نشان می‌دهند که مدل ارائه شده مدل مطلوبی است و به‌خوبی با داده‌ها مطابقت دارد. ﺑﺎ ﺗﻮﺟﻪ ﺑﻪ ﻧﺘﺎﻳﺞ، ﻣﺸﺎﻫﺪه ﻣﻲﺷﻮد ﻛﻪ ﻛﺎي اﺳﻜﻮﺋﺮ ﻛﺎﻫﺶ ﻳﺎﻓﺘﻪ اﺳﺖ. ﭼﻨﺎﻧﭽﻪ ﺷﺎﺧﺺﻫﺎ ﻧﺸﺎن ﻣﻲدﻫﻨﺪ ﻧﺴﺒﺖ ﺧﻲدو ﺑﻪ درﺟﻪ آزادي ﺑﺮاﺑﺮ 031/0 (861/0=p) و ﻣﻌﻨﺎدار ﻧﻴﺴﺖ.
همانطورکه در ﺟﺪول 4مشاهده می‌شود، شاخص خی (021/0) کمتر از عدد ۳ و شاخص P معنادار نیست. آماره نیکویی برازش (۱=GFI) نیز در سطح بالاتر از ۹/0 است. آماره برازش تطبیقی (CFI) و شاخص برازش هنجارشده بنتلر– بونت (NFI) نیز حاکی از برازش بسیار خوب مدل است. همچنین مقدارشاخصRMSEA (001/0) نیز در محدوده مناسب (06/0>) قرار دارد.
در شکل 2 مدل اثرات مستقیم نشان داده شده است.
جدول3. شاخص‌های برازش مدل ساختاری
| شاخص برازش | مقدار قابل قبول | مقدار مدل | نتيجه برازش |
شاخص‌های برازش مطلق | GFI | 9/0< | .906 | مناسب |
RMR | نزدیک به صفر | .033 | مناسب | |
شاخص‌های برازش تطبیقی | NFI | 9/0< | .911 | مناسب |
CFI | 9/0< | .911 | مناسب | |
RFI | 9/0< | .912 | مناسب | |
IFI | 9/0< | .921 | مناسب | |
شاخص‌های برازش مقتصد | PRATIO | 50/0< | .571 | مناسب |
PCFI | 50/0< | .761 | مناسب | |
RMSEA | 1/0> | .074 | مناسب | |
CMIN/DF | کمتر از 5 | 2.924 | مناسب |
جدول 4. شاخص برازش مربوط به الگوی مفروض
مدل | X2 | df | X2/df | P | GFI | CFI | NFI | RMSEA |
اولیه | 001/0 | 0 | - | - | 1 | 1 | 1 | 229/0 |
اصلاح‌شده | 031/0 | 1 | 021/0 | 861/0 | 1 | 1 | 1 | 001/0 |
در شکل 2 مسیرهای معنادار نشان داده شده‌اند. در جدول 5 ضرایب استانداردنشده، استانداردشده و شاخص‌های معناداری مسیرهای مستقیم ارائه شده است.
همانطور که در جدول 5 مشاهده می‌شود تمام متغیرهایی که مسیرهای مستقیم آنها به متغیر وابسته دارای مقدار T بزرگتر یا کوچکتر از 96/1± است یا سطح معناداری آنها کمتر از 05/0 است تأثیر معناداری بر متغیر وابسته دارند.
با توجه به جدول 5 می‌توان مشاهده کرد که مسیر مستقیم متغیر گرایش به روابط فرازناشویی به متغیر خشونت خانگی معنادار است (750/0 T= ،105/0 = β). و مسیر مستقیم متغیر پریشانی روانشناختی به متغیر طلاق عاطفی معنادار است (140/2 T= ،185/0 = β). همچنین مسیر مستقیم متغیر طلاق عاطفی به متغیر گرایش به روابط فرازناشویی معنادار است (342/0 T= ،219/0 = β). نیز با توجه به جدول 5 مسیر مستقیم متغیر گرایش به روابط فرازناشویی به متغیر پریشانی روانشناختی معنادار است (554/2 T= ،213/0 = β). و نتایج نشان داد که مسیر مستقیم متغیر خشونت خانگی به متغیر پریشانی روانشناختی معنادار است (510/3 T= ،221/0 = β).
جهت تعیین تأثیر خشونت خانگی ازطریق پریشانی روانشناختی بر گرایش به روابط فرازناشویی نتایج در جدول 6 ارائه شده است.
جدول5. ضرایب مسیر اثرات مستقیم متغیرهای مکنون و معناداری پارامترهای برآورد شده
متغیر وابسته | ضریب غیراستاندارد | ضریب استاندارد | t | p | |
روابط فرازناشویی | خشونت خانگی | 010/0 | 105/0 | 750/0 | 051/0 |
پریشانی روانشناختی | طلاق عاطفی | 044/0 | 185/0 | 140/2 | 034/0 |
طلاق عاطفی | گرایش به روابط فرازناشویی | 045/0 | 219/0 | 342/0 | 063/0 |
گرایش به روایط فرازناشویی | پریشانی روانشناختی | 170/0 | 213/0 | 554/2 | 010/0 |
خشونت خانگی | پریشانی روانشناختی | 294/0 | 221/0 | 510/3 | 001/0 |
جدول6. نقش میانجی پریشانی روانشناختی در تعیین تأثیر خشونت خانگی بر گرایش بر روابط فرازناشویی آزمون بارون و کنی
|
|
| فاصله اطمینان 95 درصد | |
| اثر | بوت استرپ | حد پایین | حد بالا |
اثرات غیرمستقیم (پریشانی روانشناختی) | 12/0 | 29/0 | 2816/0 | 4668/0 |
با توجه به جدول 6 ملاحظه می‌شود که اثر غیرمستقیم هم که به‌منظور بررسی نقش میانجی پریشانی روانشناختی اندازه گرفته می‌شود، نشان داد که مقدار آن برابر با 12/0 است. با توجه به اینکه در فاصله اطمینان 95 درصد حد پایین یا حد بالا مقادیر بیشتر از 1/0 را به‌خود اختصاص داده‌اند، بدین معناست که اثر غیرمستقیم معنادار گزارش شد. بر این اساس می‌توان برای پریشانی روانشناختی در تعیین تأثیر خشونت خانگی بر گرایش بر روابط فرازناشویی نقش میانجی قائل شد.
نتایج تعیین تأثیرطلاق عاطفی ازطریق پریشانی روانشناختی بر گرایش به روابط فرازناشویی در جدول ارائه شده است
جدول7. نقش میانجی پریشانی روانشناختی در تعیین تأثیر طلاق عاطفی بر گرایش بر روابط فرازناشویی آزمون بارون و کنی
|
|
| فاصله اطمینان 95 درصد | |
| اثر | بوت استرپ | حد پایین | حد بالا |
اثرات غیر مستقیم (پریشانی روانشناختی) | 11/0 | 49/0 | 3350/0 | 4914/0 |
اثر غیر مستقیم هم که به‌منظور بررسی نقش میانجی پریشانی روانشناختی اندازه گرفته می‌شود، نشان داد که مقدار آن برابر با 11/0 است. با توجه به اینکه در فاصله اطمینان 95 درصد حد پایین یا حد بالا مقادیر بیشتر از 1/0 را به‌خود اختصاص داده‌اند، بدین معناست که اثر غیرمستقیم معنادار گزارش شد. بر این اساس می‌توان برای پریشانی روانشناختی در تعیین تأثیر طلاق عاطفی بر گرایش بر روابط فرازناشویی نقش میانجی قائل شد.
· بحث
یافته نشان داد که هرچه خشونت خانگی بیشتر باشد، احتمال برخورداری وی از پریشانی روانشناختی بیشتر می‌شود. بر همین اساس، این فرضیة فرعی پژوهش نیز درمورد رابطة خشونت خانگی با پریشانی روانشناختی تأیید می‌گردد. بنابراین می‌توان گفت، بین نمره کل خشونت خانگی با پریشانی روانشناختی رابطه مثبت معنادار وجود دارد. این یافته‌ها همسو با نتایج مطالعات گل محمد و همکاران (1400)، فردوسی و قنبری (1399) و نیسی و همکاران (1399) است. براین اساس، در تبیین این یافته می‌توان گفت که بعضی از معضلات و مشکلات خانواده ریشه در رفتارهایی دارد که به دلایلی در فرهنگ ما زیاد به آن پرداخته نمی‌شود، ولی طی این تحقیق روشن شد که بسیاری از این مشکلات می‌تواند ریشه در واقعیت‌های پنهان خانواده داشته باشد. در رابطه با مسئله پریشانی روانشناختی، آموز‌ش‌های پیش از ازدواج و هدایت افراد به‌سوی ازدواج موفق و بالنده و همچنین تداوم آموزش‌ها در طی زندگی مشترک و ترویج فرهنگ مشاوره برای چاره‌اندیشی زودهنگام در صورت بروز مشکل، نقش بسیار مؤ|ثری در پیشگیری و پریشانی روانشناختی خواهد داشت.
یافته‌ها نشان داد که هرچه پریشانی روانشناختی بیشتر باشد، احتمال برخورداری وی از طلاق عاطفی بیشتر می‌شود. بر همین اساس، این فرضیة فرعی پژوهش نیز درمورد رابطة طلاق عاطفی با پریشانی روانشناختی تأیید می‌گردد. این یافته‌ها با نتایج مطالعات فردوسی و قنبری (1399)، نیسی و همکاران (1399)، لاشکی و همکاران (1399)، زانوسی (2020) و اسمیت و همکاران (٢٠19)؛ همسویی دارد. این همسویی با پژوهش‌های دیگر کشورها می‌تواند به عناصری کلی و وابسته به فرهنگ در سنجش این دو مفهوم در این پژوهش و سایر پژوهش‌ها مرتبط باشد. همچنین می‌توان گفت که پس از طلاق، به دلایل مختلف ممکن است فرد دچار آسیب و پریشانی روانی شود. یکی از عوامل مهمی که می‌تواند در پیامدهای روانشناختی افراد مواجه شده با آسیب طلاق عاطفی نقش داشته باشد، پریشانی روانشناختی است. ریشه بسیاری از آسیب‌های اجتماعی از طلاق عاطفی ایجاد می‌شود. یافته‌ها نشان می‌دهد که باتوجه به معناداری رابطة بین پریشانی روانشناختی با گرایش به روابط فرازناشویی، تا حدودی می‌توان گفت هرچه پریشانی روانشناختی فرد بیشتر باشد، احتمالا گرایش به روابط فرازناشویی فرد افزایش می‌یابد .بنابراین، این فرضیة فرعی پژوهش درباره رابطة بین پریشانی روانشناختی با گرایش به روابط فرازناشویی تأیید می‌گردد .این یافته‌ها با نتایج مطالعات فردوسی و قنبری (1399)، خوش روش و دهقانی (1399)، اسمیت و همکاران (٢٠19)؛ همگرایی دارد. همگرایی این دو متغیر با پژوهش‌های سراسر جهان، با مسئله‌ای فراتر از فرهنگ مرتبط است. همچنین می‌توان گفت پریشانی روانشناختی معمولاً به‌عنوان حالت درد و رنج عاطفی (هیجانی) که مشخصه آن علائم افسردگی (مانند ازدست‌دادن علاقه، غم، ناامیدی) و اضطراب (مثل بی‌قراری، احساس تنش) است؛ تعریف می‌شود (دراپیو و همکاران، 2012؛ میروسکی و رز، 2013). نابهنجاری‌های به‌وجودآمده در سیستم خانوادگی در بلندمدت زمینه را برای خیانت و روابط فرازناشویی فراهم می‌کند و این مشکلات به‌صورت دوسویه در همدیگر تأثیر بگذارند.
بنابراین، این فرضیة فرعی پژوهش درباره رابطة بین پریشانی روانشناختی با گرایش به روابط فرازناشویی تأیید می‌گردد. این یافته، با یافته‌های حاصل از مطالعات خوش‌روش و دهقانی (1399)، لاشکی و همکاران (1399) و لشگری (1397)؛ همخوانی دارد. یافته‌های پژوهش گویای آن است که در دهههاي اخیر، پیشگیري اولیه از بروز موارد خشونت خانگی علیه زنان و همچنین شناسایی زنان خشونت دیده و مدیریت این موارد در بسیاري از کشورها به عنوان یک اولویت برنامه‌هاي اجتماعی زنان مورد توجه قرار گرفته است و به‌لحاظ رویکرد کارکردگرایی نیز بیان شده است که در خانواده عقاید متفاوت و متضادی وجود دارد و گاهی رفع این تضادها از راه اعمال خشونت امکان‌پذیر می‌گردد و ابعاد مختلف خشونت با برهم‌زدن ساختار و تعادل خانواده و ایجاد فاصله بین زن و شوهر می‌توانند در شکل‌گیری گرایش به روابط فرازناشویی زوجین تأثیرگذار باشند.
یافته‌ها نشان می‌دهد که باتوجه به معناداری رابطة بین طلاق عاطفی با گرایش به روابط فرازناشویی، تا حدودی می‌توان گفت هرچه طلاق عاطفی بیشتر باشد، احتمالا گرایش به روابط فرازناشویی فرد افزایش می‌یابد. بنابراین، این فرضیة فرعی پژوهش دربارۀ رابطة بین طلاق عاطفی با گرایش به روابط فرازناشویی تأیید می‌گردد .این یافته‌ها با نتایج مطالعات فردوسی و قنبری (1399)، خوش‌روش و دهقانی (1399)، نیسی و همکاران(1399) و زانوسی (2020) همخوانی وجود دارد.
در تبیین این فرضیه می‌توان گفت؛ پیامدهای طلاق عاطفی یعنی ازدست دادن عشق و احترام همسر و شکستن رابطه موجب ضربه شدید احساسی به طرفین خواهد شد. در طلاق عاطفی مرد یا همسر زمانی که کلمات محبت‌آمیز می‌شنود، خواسته یا ناخواسته ذهنش را درگیر می‌کند و حتی مرد هم برای تأمین نیازهای حسی؛ احساس نیاز به آغوش زن دیگر به غیر از زن قانونی خود می‌کند که در این شرایط پای هر دو در این زمینه می‌لغزد؛ چرا که تعهدی که برای زندگی مشترک خود دارند به فراموشی سپرده می‌شود و درگیر روابط فرازناشویی می‌گردد.
· نتیجه‌گیری
یافته‌های به‌دست آمده از مدل‌یابی معادلات ساختاری نشان داد که ﺷﺎﺧﺺﻫﺎي ﺑﺮازش، ﻣﺪل ﻣﻔﻬﻮﻣﻲ اوﻟﻴﻪ ﭘﮋوﻫﺶ را ﺗﺄﻳﻴﺪ؛ ﺑﺪﻳﻦ ﺗﺮﺗﻴﺐ ﻛﻪ ﺑﺮاﺳﺎس دادهﻫﺎي ﺑﻪدﺳﺖ آﻣﺪه و ﻫﻤﭽﻨﻴﻦ ﺷﺎﺧﺺﻫﺎي اﺻﻼح، ﺑﺎ ﺣﺬف ﻣﺴﻴﺮ طلاق عاطفی و خشونت خانگی بر گرایش به روابط فرازناشویی با نقش میانجی پریشانی روانشناختی ﻣﺪل اﺻﻼﺣﻲ ﺗﺪوﻳﻦ و ﺑﺮاي آزﻣﺎﻳﺶ اراﺋﻪ ﺷﺪ ﻛﻪ ﻧﺘﺎﻳﺞ ﺣﺎﺻﻞ از ﺷﺎﺧﺺﻫﺎي ﺑﺮازش را ﻧﺸﺎن ﻣﻲدﻫﺪ. در مجموع این شاخص‌ها نشان می‌دهند که مدل ارائه شده مدل مطلوبی است و به‌خوبی با داده‌ها مطابقت دارد.
یافته نشان داد که هرچه خشونت خانگی بیشتر باشد، احتمال برخورداری فرد از پریشانی روانشناختی بیشتر می‌شود. بر همین اساس، این فرضیة فرعی پژوهش نیز درمورد رابطة خشونت خانگی با پریشانی روانشناختی تأیید می‌گردد. بنابراین می‌توان گفت، بین نمره کل خشونت خانگی با پریشانی روانشناختی رابطه مثبت معنادار وجود دارد. یافته‌ها نشان داد که هرچه پریشانی روانشناختی بیشتر باشد، احتمال برخورداری از طلاق عاطفی بیشتر می‌شود. یافته ها نشان داد که باتوجه به معناداری رابطة بین خشونت خانگی با گرایش به روابط فرازناشویی، تا حدودی می‌توان گفت هرچه خشونت خانگی بیشتر باشد، احتمالا گرایش به روابط فرازناشویی فرد افزایش می‌یابد.
یافته ها نشان می‌دهد که باتوجه به معناداری رابطة بین طلاق عاطفی با گرایش به روابط فرازناشویی، تا حدودی می‌توان گفت هرچه طلاق عاطفی بیشتر باشد، احتمالا گرایش به روابط فرازناشویی فرد افزایش می‌یابد. فرضیه مبتنی بر مدل پیشنهادی، چنین مطرح نمود که طلاق عاطفی و خشونت خانگی برگرایش به روابط فرازناشویی با نقش میانجی پریشانی روانشناختی، نسبت به رابطه مستقیم، تبیین مناسب‌تری به‌دست می‌دهد.
به‌طور خلاصه می‌توان گفت که در مدل پیشنهادی نهایی، زمانی‌که متغیرها به‌صورت هم‌زمان حضور دارند، در تأثیر طلاق عاطفی و خشونت خانگی برگرایش به روابط فرازناشویی نقش به‌منظور هر متغیر واسطه‌ای، پریشانی روانشناختی، تأیید می‌گردد. به بیانی دیگر، زمانی که روابط افراد متأهل درگیر درجاتی از طلاق عاطفی و خشونت خانگی باشد، در هر حال، دستیابی به نتایج دقیق‌تر، محتاج پژوهش‌های گسترده‌تری است که شکل خواهند گرفت. مهمترین محدودیت‌های پژوهش حاضر هم‌زمانی اجرای چندین ابزار اندازه گیری در پژوهش حاضر و وجود ماده‌های متعدد ممکن است موجب پایین‌آمدن و کاهش دقت پاسخ‌دهی شرکت‌کننده‌ها شود. پیشنهاد می‌شود با توجه به نقش میانجی پریشانی روانشناختی، همه دست‌اندرکاران، به‌ویژه مشاوران و روان‌شناسان، به‌منظور کاهش گرایش به روابط فرازناشویی، به نقش پریشانی روانشناختی توجه کافی مبذول دارند.
· تضاد منافع
نویسندگان اظهار کردند در این پژوهش هیچ‌گونه تعارض منافعی بین نویسندگان وجود ندارد.
· تقدیر و تشکر
نویسندگان از تمامی زنان متأهل شهر تهران که در پژوهش حاضر ما را یاری رساندند، تشکر می‌نمایند.
· منابع
اربابی، فائزه؛ سراوانی، شهرزاد؛ زینلی‌پور، مژگان و هاشمی سنجابی، امیر. (1401). اثربخشی ذهنآگاهی مبتنی بر شناخت‌‌درمانی بر بهزیستی روانشناختی، کیفیت زندگی و تاب‌‌آوری در زوجین با تعارضات زناشویی. مجله روانشناسی، 26(2)، 149-140.
ارجمند سیاهپوش، اسحق و عجم‌دشتی، فریال. (1390)، بررسی عوامل اجتماعی- اقتصادي مؤثر بر خشونت علیه زنان در شهر اهواز، مجله تخصصی جامعه‌شناسی، 1(3)، 118-91
اسمیت، ادوارد ای؛ ج بم، داریل ؛ اتکینسون، ریتا ال؛ اتکینسون، ریچارد سی و نولن هوکسما، سوزان. (2004). زمینه روانشناسی هیلگارد. ترجمه: براهنی، محمدنقی و همکاران. تهران: رشد
طیفیان، مریم؛ عرشی، ملیحه؛ علی‌پور، فردین؛ قائد، امینی و هارونی، غلامرضا. (1395) بررسی رابطه خشونت خانگی وطلاق عاطفی در میان زنان متأهل شهر تهران در سال۱۳۹۵. فصلنامه مددکاری اجتماعی، ۵ (۲) :۱۲-۵
کاوه فارسانی، ذبیح الله، نظری فر، محسن، محمودی نجف آبادی، فاطمه. (1402). ارزیابی الگوی رابطه بین ذهنآگاهی و کیفیت رابطه زناشویی با میانجی‌گری باورهای لذت‌بری و قدردانی. مجله روانشناسی، 1(27)، 1-9.
کیایی راد، حسین؛ پاشا، رضا؛ عسگری، پرویز و مکوندی، بهنام. (1401). اثربخشی طرحواره درمانی بر روابط فرازناشویی و خشونت خانگی در زنان درگیر در طلاق عاطفی. دانش و پژوهش در روان شناسی کاربردی، 23(3)، 204-188.
لشگری، مهدی. (1397). بررسی مروری عوامل موثر در بروز روابط فرازناشویی در افراد متأهل. سومین کنفرانس توانمندسازی جامعه در حوزه علوم انسانی و مطالعات روانشناسی،تهران، 145-153.
نصیری جونقانی، مهناز؛ اصغری، فرهاد و علی‌پور، صفر. (1399). بررسی رابطه ساختاری طرحواره‌های ناسازگار اولیه، تمایزیافتگی خود و عملکرد جنسی با تمایل به روابط فرازناشویی. مجله روانشناسی، 3(25)، 329-349.
یزدخواستی، بهجت و شیري، حامد. (1387). ارزش‌هاي پدرسالاري و خشونت علیه زنان، فصلنامه مطالعات زنان، 6(5)، 70-83.
یکه‌کار، شیرین و حسینی حاجی بکنده، سید احمد. (1397). ویژگی‌های خشونت خانگی علیه زنان و زمینه‌های فرهنگی مرتبط با آن. پژوهشنامه مددکاری اجتماعی، 5(16)،231-217.
Barzoki، M. H.، Tavakoll، M.، & Burrage، H. (2015). Rational-emotional ‘divorce in Iran. Applied Research in Quality of Life، 10(1) ، 107-122.
Baugh، L. M.، Cox، D. W.، Young، R. A.، & Kealy، D. (2019). Partner trust and childhood emotional maltreatment: The mediating and moderating roles of maladaptive schemas and psychological flexibility. Journal of Contextual Behavioral Science، 12، 66-73.
Bhandari، S. (2018). South Asian women's coping strategies in the face of domestic violence in the United States. Health Care for Women International، 39(2) ، 220-242.
Diop-sidibe N، Campbell J، Becker S. (2016). Domestic violence against women in Egypt. Soc Sci Med. 62(5):1260-77.
Doherty، W. J.، Kalantar، S. M.، & Tarsafi، M. (2020). Divorce ambivalence and reasons for divorce in Iran. Family Process. 1، 1-10.
Evans، P.، McPherson، G. E.، & Davidson، J. W. (2013). The role of psychological needs in ceasing music and music learning activities. Psychology of Music، 41(5) ، 600-619.
Fadaiea tehrani، M.، Khademi، B. (2015). Evaluation of the tendency to psychotropic drugs among the high school students of the city of Bandar Abbas and the influencing factors on them. Journal of renewable natural resources Bhutan، 3(7) ، 23-34.
Fayazi، S.، Rokhafroz، D.، Gheibizadeh، M.، Hakim، A.، & Sayadi، N. (2015). Personal، Familial، and Social Factors Contributing to Addiction Relapse، Ahvaz، Iran. Jentashapir Journal of Health Research، 6(3). 11-15.