اخبار و اعلانات

 آمار

تعداد نشریات43
تعداد شماره‌ها1,714
تعداد مقالات14,051
تعداد مشاهده مقاله34,017,838
تعداد دریافت فایل اصل مقاله13,623,821
فلاح چای, سید رضا, خالوئی, سجاد, موذن جامی, عارفه. (1398). ساختار عاملی و ویژگی های روانسجی پرسشنامة رشد روانشناسی دوسویگی در بین افراد متاهل. , 9(2), 1-18. doi: 10.22108/cbs.2020.101237.1235
سید رضا فلاح چای; سجاد خالوئی; عارفه موذن جامی. "ساختار عاملی و ویژگی های روانسجی پرسشنامة رشد روانشناسی دوسویگی در بین افراد متاهل". , 9, 2, 1398, 1-18. doi: 10.22108/cbs.2020.101237.1235
فلاح چای, سید رضا, خالوئی, سجاد, موذن جامی, عارفه. (1398). 'ساختار عاملی و ویژگی های روانسجی پرسشنامة رشد روانشناسی دوسویگی در بین افراد متاهل', , 9(2), pp. 1-18. doi: 10.22108/cbs.2020.101237.1235
فلاح چای, سید رضا, خالوئی, سجاد, موذن جامی, عارفه. ساختار عاملی و ویژگی های روانسجی پرسشنامة رشد روانشناسی دوسویگی در بین افراد متاهل. , 1398; 9(2): 1-18. doi: 10.22108/cbs.2020.101237.1235

ساختار عاملی و ویژگی های روانسجی پرسشنامة رشد روانشناسی دوسویگی در بین افراد متاهل

پژوهش های علوم شناختی و رفتاری
دوره 9، شماره 2 - شماره پیاپی 17، دی 1398، صفحه 1-18    اصل مقاله (1.11 M)
نوع مقاله: مقاله پژوهشی
شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/cbs.2020.101237.1235
نویسندگان
سید رضا فلاح چای* ؛ سجاد خالوئی؛ عارفه موذن جامی
روان شناسی و مشاوره - ادبیات و علوم انسانی - هرمزگان- بندرعباس - ایران
چکیده
هدف از پژوهش حاضر بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی و ساختار عاملی پرسشنامۀ تحول روان‌شناسی دوسویگی در بین افراد متأهل ساکن در شهرهای شیراز و کرمان است. بدین‌منظور، نمونه‌ایبا حجم 894 نفر از متأهلین (447 زوج) ساکن شهرهای شیراز و کرمان براساسِ شیوۀ نمونه‌گیری خوشه‌ای چندمرحله‌ای انتخاب شدند. ابزارهای این پژوهش شامل پرسشنامۀ تحول روان‌شناسی دوسویگی (جنرو و همکاران، 1992) و سازگاری زناشویی (اسپانیر، 1976) بود. روایی محتوایی را پنج متخصص روان‌شناسی تأیید کردند و با تحلیل عوامل نیز تأیید شد. مقادیر شاخص‌های تحلیل عاملی تأییدی نشان داد که الگوی دو عاملی پرسشنامه با داده‌ها برازش قابل‌قبولی داشت. نتایج این مطالعه نشان داد روایی ملاکی آزمون (همبستگی با سازگاری زناشویی) 56/0 به دست آمد که معنادار بود ( 001/0 p<). ضرایب همسانی درونی به‌روش آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه با مقدار 88/0 (خود‌ـ‌دوسویگی، 89/0؛ دیگر‌ـ‌دوسویگی، 90/0)، برای مردان 87/0 و برای زنان 89/0 بود. درمجموع، به نظر می‌رسد این پرسشنامه از قابلیت‌های لازم برای سنجش سازۀ دوسویگی در بین زوجین ایرانی برخوردار است و می‌توان از آن برای مقاصد مشاوره‌ای و پژوهشی درزمینۀ مسائل زناشویی و روابط بین‌فردی نزدیک استفاده کرد.
کلیدواژه‌ها
افراد متأهل؛ پرسشنامۀ تحول روان‌شناسی دوسویگی؛ روابط نزدیک؛ ساختار عاملی؛ ویژگی‌های روان‌سنجی
اصل مقاله

باتوجه‌به اینکه رشتۀ زوج درمانی نزدیک به 50 سال قدمت دارد (گورمن و فرانکل[1]، 2002)، هنوز با این مشکل دست‌به‌گریبان است که چگونه می توان علمی‌ـ‌کاربردی توسعه داد که بتواند دانش به‌دست‌آمده از پژوهش‌های مربوط به روابط را به مداخلات مؤثر درمانی تبدیل کند (سینگر و همکاران[2]، 2015). به‌طورِ کلی و در راستای چنین روندی در پژوهش‌های مربوط به روابط نزدیکْ محققان بالینی و درمان‌گران رابطۀ زن و شوهر را نه‌تنها به‌صورتِ به‌هم‌پیوستن دو گرایش فردی، بلکه به‌صورت موجودیت سوم و برخودار از پویایی[3] مفهومی‌سازی کرده اند که به هیچ‌یک از دو طرف ازدواج تعلق ندارد؛ موجودیت سومی به نام «ما[4]» که ادغام دو فرد جدا از یکدیگر را نشان می دهد (اگدن[5]، 2004)؛ بنابراین، بیشترین میزان کار در زوج‌درمانی بر کمک به افراد در به‌رسمیت‌شناختن حضور این «موجودیت سوم» در اتاق متمرکز است تا بدین وسیله به دوسویگی[6] زن و شوهر احترام گذاشته شود و پرورش داده شود (سینگر و همکاران، 2015). ازطرف دیگر، در طول چهل سال گذشته، زندگی زناشویی و خانوادگی توسط دو نیروی قدرتمند پیشرفت به‌سوی برابری زن و مردْ و رشد نابرابری اجتماعی اقتصادی و ناایمنی به بی‌ثباتی گرایش پیدا کرده است. این روندها خطرپذیری، قواعد و مزیت‌های ازدواج را تغییر داده است (کونتز[7]، 2014). پژوهش‌ها نشان داده است دوسویگی در زوجین به این منجر شده است که نه‌تنها نهاد ازدواج صمیمی‌تر، با عدالت بیشتر و اجبار کمتر باشد، بلکه رضایتمندی بیشتری را در ازدواج به‌دنبال داشته باشد (کونتز، 2006).

دوسویگی یا «مابودن[8]» به‌عنوان درک بین همسران تعریف شده است که دربرگیرندۀ مشارکت آنها در هویت بزرگ‌تری که بر خودهای فردی هریک از آنها برتری دارد، تعریف شده است. همچنین، دوسویگی دربرگیرندۀ احساسات، شناخت‌ها و رفتارهایی است که در کنار تلاش برای حفظ آگاهی هم‌زمان نسبت به نگرانی‌های فردی طرف مقابل می‌کوشند به بهزیستی و بیشترین منافع رابطه دست یابند (فرگو و اسکرت[9]، 2015). درواقع، دوسویگی بیان‌گر این است که زوج در به‌اشتراک‌گذاری احساسات، افکار، آرزوها و سرگرمی‌ها که شکلی اساسی برای نمایش مسئولیت‌پذیری در رابطه‌های همراه با دل‌بستگی است، تا چه اندازه علاقۀ مشترک دارند (کوان و همکاران[10]، 2013). دوسویگی را علاقۀ خالصانه به تقویت رشد طرف مقابل در رابطه بیان می‌کنند؛ علاقه‌ای که ازنظر زوجین دوطرفه است (میلر[11]، 1998). کلید این ساختار تأکید آن بر علاقۀ دوسویۀ قابل‌اعتماد است که همراه با موفقیت در درک دوسویۀ احساسات باشد (اویشی و همکاران[12]، 2010). دوسویگی بر روابط دل‌بستگی تأثیر می‌گذارد و با شفاف‌سازی، جهت‌دهی و پیش‌بینی‌پذیری افکار، احساسات و نیت‌‌های افراد موجب قدرتمندی روابط می‌شود (کوان و همکاران، 2013).

در بررسی و شناسایی مهم‌ترین فرایندهای تطبیقی مؤثر بر سلامت زن و شوهر و فرد، پژوهش‌ها به‌صورتی فزاینده بر نقش دوسویگی به‌عنوان فرایند برقراری ارتباط تطبیقی مهم (بادلی و همکاران[13]، 2013)، متغیری تأثیرگذار در روابط زناشویی (الکساندر[14]، 2007؛ فریدبرگ[15]، 2009؛ میدمنت[16]، 2006) در رشد مثبت انسان (فریدبرگ، 2009؛ والنتیچ[17]، 2011) و در روابط مراجع‌ـ‌درمان‌گر (فریدبرگ، 2009؛ میلیکان، 2017) تأکید می‌کنند که در بهزیستی زوجین، هم در زندگی روزمره و هم در زمان‌های دشواری نقش برجسته‌ای دارد (فرگاس[18]، 2015) و پیش‌بینی‌کنندۀ قدرتمندی برای بهزیستی روان‌شناختی محسوب می‌شود (کروگر[19]، 2015). پژوهش‌های انجام‌گرفته نشان می‌دهد دوسویگی با سازگاری روان‌شناختی (کایسر و همکاران[20]،2007؛ لی و همکاران[21]، 2002؛ سویفت و رایت[22]، 2000) انعطاف‌پذیری عاطفی بیشتر (گوتلیب[23]، 1992)، غلبۀ مؤثرتر بر مشکلات رابطه (کوینه و بولگر[24]، 1990)، بهبودی سریع‌تر از اختلالات تغذیه‌ای (تانتیلو و سانفتر[25]، 2003)، سطوح پایین‌تر نشانه‌های افسردگی (جنرو و همکاران[26]،1992)، سطوح پایین‌تر خشم روزانه (اسپربرگ و استاب[27]، 1998) و عزت‌نفس بیشتر مرتبط است (لیپس[28]، 1998). سطح بالاتر دوسویگی با سطح بالاتر کیفیت زندگی و مداخلات خوددرمانی بیشتر بین بیماران مبتلا به سرطان سینه (کایزر و همکاران، 1999) و نیز با افسردگی کمتر، عصبانیت کمتر (کوان و همکاران، 2013) رابطه دارد و حتی پیش‌بینی‌کنندۀ تأثیرپذیری کمتر از بیماری، سطح پایین‌تر معلولیت جسمی بین افراد مبتلابه آرتریت روماتوئید (کیسل و همکاران[29]، 2008) و سطوح پایین‌تر تورم مفاصل این بیماران و کاهش درخورِ‌ملاحظه دردهای جسمانی (کیسل و همکاران، 2010)، موقعیت‌های مراقبت از اعضای بیمار، ناتوان یا سالمند خانواده (لیونز و همکاران[30]، 2008) است. همچنین، پژوهش‌ها نشان داده‌اند دوسویگی، از ازدواج دربرابرِ رویدادهای منفی محافظت می‌کند. زوج‌های با سطح دوسویگی بالا، خود را با بیماری بهتر وفق می‌دهند (اسکرت[31]، 1998)، رضایت زناشویی بیشتری دارند (جنرو و همکاران، 1992) و نرخ طلاق در بینشان کمتر است (بوئلمن[32]، 1992). با آنکه دوسویگی بالا می‌تواند آثار حمایتی فراوانی در زندگی زناشویی زوجین داشته باشد، پژوهش‌ها نشان می‌دهد دوسویگی پایین ممکن است ضریب خطری واقعی برای سطح بالای فشار نقش و اختلالات خلقی باشد؛ به‌خصوص هنگامی‌که میزان مراقبت افزایش پیدا می‌کند (شوماخر و همکاران[33]، 2007). نتایج پژوهش‌ها نشان می‌دهند دوسویگی نقش تعیین‌کننده‌ای در روابط کودک با والدین دارد (دیتر‌ـ‌دکارت و پتریل[34]، 2004) و سطوح بالاتر دوسویگی در روابط والدین با کودک با مسائل رفتاری کمتر در کودک، سازگاری و کفایت اجتماعی بالاتر در کودک همبسته است (اکسان و همکاران[35]، 2006؛ دیتر‌ـ‌دکارت و پتریل، 2004 کوچانسکا و همکاران[36]، 2008). سطوح بالاتر دوسویگی بین نوجوانان با والدینشان موجب پیوستگی و ارتباط بیشتر بین آنها می‌شود (زایاس و همکاران[37]، 2011) و عامل محافظت‌کننده برای مقابله با افکار و اعمال خودکشی در نوجوانان قلمداد شده است (زایاس و همکاران، 2009). فرایندی مهم در روابط عاطفی و دل‌بستگی، پاسخ‌گویی است که ازسوی شریک زندگی درک می‌شود و پژوهش‌ها درزمینۀ دوسویگی نشان می‌دهد دوسویگی به تبیین بروز پاسخ‌گویی در روابط عاطفی و دل‌بستگی کمک می‌کند (کوان، 2013).

ابزاری مناسب برای سنجش دوسویگی پرسشنامۀ تحول روان‌شناسی دوسویگی (MPDQ) که جنرو و همکاران (۱۹۹۲) طراحی کرده‌اند. این پرسشنامه به مقولات همدلی[38]، تعامل[39]، اصالت[40]، اشتیاق[41]، گوناگون[42] و توانمندسازی[43] می‌پردازد. همدلی به‌معنی جریان مشترک افکار و احساس است و هر شخص قادر به درک و ایجاد ارتباط با تجربۀ دیگری است (مثلاً «احساسات مرا درک کن»، «گیرا باش»). تعاملْ تمرکز معنی‌دار بر روی یکدیگر است که ازطریق توجه، علاقه و واکنش مشترک شناسایی می‌شود (مثلاً «علاقه‌نشان‌دادن»، «درگیرشدن»). اصالتْ فرایند نزدیکی برای شناختن و تبادل تجارب یکدیگر، شناخت دیگری برای کسی که هست و شناخته‌شدن شخص به‌عنوان کسی که هست را توصیف می‌کند (مثلاً «داشتن تجارب مشابه»، «سعی کن مرا بفهمی»). اشتیاقْ به‌معنی کیفیت آزادکنندۀ انرژی در روابط است (مثلاً «شوخ‌طبع‌بودن»، «احساس پرانرژی‌بودن»). تنوعْ فرایند ابراز و کلنجاررَفتن با احساسات و دیدگاه‌های مختلف است (مثلاً «به دیدگاه من احترام بگزار»، «روشن‌فکر باش»). توانمندسازیْ ظرفیت‌داشتن برای عملی را توصیف می‌کند که در آن هر شخص می‌تواند بر روی دیگری و رابطه اثرگذار باشد (مثلاً «ابراز واضح یک نظر»، «تحت‌تأثیرقرارگرفتن») (جنرو و همکاران، 1992ب)؛ بنابراین، به نظر می‌رسد این مقیاس سازۀ دوسویگی را ازطریق فرایند ارتباطی دوسویه که دربرگیرندۀ میل مشترک برای تأثیرپذیری و تغییر توسط دیگران به‌خوبی میل رشدیابنده برای مشارکت صحیح و کامل در ارتباط عملیاتی کرده است (جوردن[44]، 2001؛ میلر و استیور، 1997). 

باتوجه‌به پژوهش‌های انجام‌شده درزمینۀ دوسویگی در حیطه‌های مختلف پژوهشی از زوج‌درمان‌گری (برای نمونه، اشنایدر و اشنایدر[45]، 1991)، کیفیت روابط نزدیک (برای نمونه، بادلی و همکاران، 2013؛ سینگر و همکاران[46]، 2015)، اشتیاق زناشویی (سینگر و همکاران، 2015)، روابط بیمار و مراقبان نزدیک (برای نمونه، کارلسدت و همکاران[47]، 2018؛ دلافیرو و همکاران[48]، 2019) ضرورت دارد این مطالعات در داخل کشور نیز انجام گیرد. همچنین، مطالعه و بررسی روابط نزدیک در حیطه‌های مختلف روابط زناشویی در داخل کشور بسیار اهمیت دارد. باتوجه‌به نبودِ ابزار معتبر به زبان فارسی برای سنجش سازۀ دوسویگی و باتوجه‌به گستردگی کاربرد آن، این مطالعه به‌منظور معرفی و بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی پرسشنامۀ تحول روان‌شناسی دوسویگی انجام شده است و قصد دارد به این سؤال پاسخ دهد که: آیا پرسشنامۀ تحول روان‌شناسی دوسویگی از روایی و پایایی مناسب برای استفاده در کشور برخوردار است؟

 

روش پژوهش

این پژوهش توصیفی مقطعی و از نوع مطالعات روان‌سنجی است. جامعۀ آماری این پژوهش شامل تمامی زنان و مردان متأهل در شیراز و کرمان در سال 1394 بود و از این جامعه تعداد 894 نفر (447 زوج) 514 نفر (257زوج) از شهر کرمان و 380 نفر (190 زوج) از شهر شیراز براساسِ شیوۀ نمونه‌گیری خوشه‌ای چندمرحله‌ای به‌شرحِ زیر انتخاب شدند: ابتدا هر دو شهر به 4 ناحیه تقسیم‌بندی شد. در مرحلۀ بعد از هر ناحیه تعدادی زوج که دستِ‌کم 2 سال از زندگی زناشویی آنها سپری شده بود، در این پژوهش مشارکت داشتند. دربارۀ حجم نمونۀ لازم برای تحلیل عاملی و مدل‌های ساختاری توافق کلی وجود ندارد و مسئلۀ مهم در تحلیل عاملی تعیین اندازۀ کمینۀ نمونه است. اندازۀ کمینۀ نمونه در تحلیل عاملی 200 است. کلاین[49] (2010) بر این باور است که نمونه‌ای 10 یا 20تایی برای هر گویه[50] در تحلیل عاملی اکتشافی نیاز است؛ اما اندازۀ کمینۀ نمونۀ 200 قابلِ‌دفاع است (کلاین، 2010). باتوجه‌به اینکه حجم نمونه به‌تعدادِ 440 نفر برای این مطالعه کفایت می‌کرد. به‌منظور ارتقای قدرت تعمیم‌پذیری نتایج تقریباً دوبرابر این تعداد در نظر گرفته شد.

 

ابزارهای پژوهش

برای جمع‌آوری داده‌ها از سه پرسشنامۀ تحول روان‌شناختی دوسویگی و پرسشنامۀ سازگاری زناشویی استفاده شد که پرسشنامۀ دوم برای بررسی روایی وابسته به ملاک پرسشنامۀ اصلی پژوهش استفاده شد.

1- پرسشنامۀ تحول روان‌شناسی دو سویگی (MPDQ) (جنرو و همکاران، ۱۹۹۲): این ابزار پرسشنامه‌ای 22گویه‌ای خودگزارشی استانداردشده است. این ابزار از دو مقیاس فرعی تشکیل شده است که به‌ترتیب برای اندازه‌گیری مسئولیت‌پذیری خود دربرابرِ همسر (خود‌ـ‌دوسویگی) و مسئولیت‌پذیری طرف مقابل دربرابرِ خود (دیگر‌ـ‌دوسویگی) طراحی شده‌اند. این ابزار از دو مقیاس فرعی 12گویه‌ای تشکیل شده است که به‌ترتیب برای اندازه‌گیری مسئولیت‌پذیری خود دربرابرِ همسر (خود‌ـ‌دوسویگی) و مسئولیت‌پذیری طرف مقابل دربرابرِ خود (دیگر‌ـ‌دوسویگی) طراحی شده‌اند (کوان و همکاران، 2013). هر مقیاس فرعی از گزاره‌ای اصلی («وقتی دربارۀ چیزهایی صحبت می‌کنیم که برای من مهم هستند، همسرم غالباً ... می‌کند» و «وقتی دربارۀ چیزهایی صبحت می‌کنیم که برای من مهم هستند، من غالباً ... می‌کنم») و یازده گویه (ازجمله «اظهارنظر شفاف» و «دشواری در گوش‌دادن») تشکیل شده است. به هر گویه نمره‌ای از ۱ (پایین) تا ۶ (بالا) داده می‌شود. بعد از آنکه گویه‌ها براساسِ نمره‌دهی معکوس تعیین شدند، نمره‌های متوسط بین ۱ تا ۶ به‌طور مجزا برای همسر و شوهر و نیز برای خود و دیگری تعیین می‌شوند. گویه‌های 2-4-6-8-10-13-15-17-19-21 معکوس نمره‌گذاری می‌شوند. این پرسشنامه را می‌توان هم برای زن و هم برای شوهر استفاده کرد؛ بنابراین، وقتی بدین‌صورت استفاده می‌شود. شامل فرم الف (برای شوهر) و فرم ب (برای زن) که درنتیجۀ آن، به دو نمرة کلی برای دوسویگی برای هریک از همسران منجر می‌شود (کوان و همکاران، 2013). نمرات بالا در این مقیاس بیان‌گر دوسویگی ادراک‌شده در رابطه‌ای نزدیک است (زایاس و همکاران، 2009). دو مطالعه روایی سازۀ این مقیاس براساسِ تحلیل عاملی اکتشافی ساختار دوعاملی پرسشنامه را تأیید کرده‌اند و نشان داده‌اند که دوسویگی با کفایت حمایت اجتماعی، رضایت از رابطه و انسجام همبستگی مثبت و با افسردگی همبستگی منفی دارد (جنرو و همکاران، 1992الف؛ جنرو و همکاران، 1992ب). این مطالعات پایایی درونی کلی این پرسشنامه را عالی گزارش کردند و ضریب پایایی هر دو فرم پرسشنامه را 89/0 تا 92/0 برآورد کردند. مطالعات دیگر، پایایی نمرۀ کل این پرسشنامه را در دامنۀ 83/0 تا 95/0گزارش کرده‌اند (اسپربرگ و استاپ، 1998؛ جوردن، 2001؛ سانتر و همکاران[51]، 2006؛ کاپلان و همکاران[52]، 2007؛کوان و همکاران،2013؛کیسر و همکاران،1999؛گابریل و گاردنر[53]، 1999؛ لیانگ و همکاران[54]، 2007؛ وکسلر و همکاران[55]، 2006). برای بررسی روایی وابسته به ملاک پرسشنامه از پرسشنامۀ سازگاری زناشویی استفاده شد.

2- پرسشنامۀ سازگاری زناشویی (DAS): این پرسشنامه را اسپانیر در سال ۱۹۷۶ منظور سنجش سازگاری بین زن و شوهرها و یا هر دو نفری که با هم زندگی می‌کنند، تنظیم کرده است. تحلیل عاملی نشان می‌دهد این مقیاس چهار بُعد را می‌سنجد که عبارت‌اند از: رضایت زناشویی، همبستگی زناشویی، توافق زناشویی و ابراز محبت. اعتبار کل مقیاس بـا آلفـای کرونبـاخ 96/. است و از همسانی درونی درخورِ‌توجهی برخوردار است (عرفان‌منش، 1386). روایـی مقیـاس بالا بـا قـدرت تمیـزدادن افراد متأهل و مطلقه در هر سؤال تأیید شده اسـت (ثنایی، 1379). اسـپانیر اعتبـار مقیـاس را بـراسـاسِ نمـرۀ کلـی 96/0 و بـرای مقیاس‌های فرعی به‌ترتیب رضایتمندی دونفره 94/0، توافق دونفره 90/0، همبستگی دونفره 86/0 و ابراز عواطـف در روابط دونفره 73/0 مشخص کرد و روایـی آن را براساسِ همبستگی پیرسون با پرسشنامۀ سازگاری زناشویی موکـه و والاس 86/0 به دسـت آورد. در ایـران نیـز حسن‌شاهی اعتبار این مقیاس را با روش تنصـیفْ 96/0 و بـا روش آلفــای کرونبــاخْ 92/0 و روایــی آن را براساس همبستگی این پرسشنامه با پرسشنامۀ سـازگاری زناشـویی موکه و والاس 85/0 گزارش کرده است (عرفان‌منش، 1386). نمرات بالاتر در این پرسشنامه نشان‌دهندۀ رضایت بیشتر در ازدواج است (ثنایی، 1379). در این مطالعه، آلفای کرونباخ برای این مقیاس در کل نمونه 92/0، در مردان 88/0 و در زنان 93/0 به دست آمد. همچنین، آلفای کرونباخ برای خرده‌مقیاس رضایت زناشویی در کل نمونه 92/0، در مردان 88/0 و در زنان 93/0، همبستگی زناشویی در کل نمونه 92/0، در مردان 88/0 و در زنان 93/0، توافق زناشویی در کل نمونه 92/0، در مردان 88/0 و در زنان 93/0 و ابراز محبت در کل نمونه 82/0، در مردان 77/0 و در زنان 83/0 به دست آمد.

مشخصات اجتماعی ‌ـ‌ جمعیت‌شناختی: فرم مشخصات اجتماعی ‌ـ‌ جمعیت‌شناختی فرمی نیمه‌ساخت‌یافته است که برای بررسی سن، جنسیت، سطح تحصیلات، مدت‌زمان ازدواج، شغل، تعداد فرزندان استفاده شد.

 

شیوۀ اجرا

ابتدا نویسندگان مقاله مجوز استفاده از این مقیاس را از سازندگان آن گرفتند. در این پژوهش، از پرسشنامۀ 22سؤالی استفاده شد. مرحلۀ اول، نسخۀ انگلیسی پرسشنامه با استفاده از روش ترجمۀ باز توسط دو مترجم باتجربه و مسلط به ترجمۀ متون انگلیسیْ به زبان فارسی ترجمه شد. نسخۀ ترجمه‌شدۀ اولیه را دو روان‌شناس و دو متخصص مسلط به زبان انگلیسی بازنگری و مقایسه کردند و با استفاده از روش ترجمۀ باز صحت ترجمۀ پرسشنامۀ دوسویگی تأیید شد. در مرحلۀ بعد، نسخۀ ترجمه‌شده به زبان انگلیسی ازنظر یکسانی مفهومی بازنگری شد. پس از تأیید صحت ترجمه، پرسشنامه در یک نمونۀ 30نفره (15 مرد و 15 زن متأهل) اجرا شد (مطالعۀ مقدماتی).

در این مطالعه، برای تعیین روایی صوری از دو روش کمّی و کیفی استفاده شد. در روش کیفی از نظرات 5 روان‌شناس برای یافتن سطح دشواری، میزان عدم‌تناسب، ابهام گویه‌ها و یا وجود نارسایی در معانی و مفهوم کلمات استفاده شد و نظرهای آنان در پرسشنامه اعمال شد. در روش کمّی از روش محاسبۀ نمرۀ تأثیر[56] گویه‌ها برای کاهش و حذف گویه‌های نامناسب و اهمیت گویه‌ها استفاده شد. پرسشنامه در نمونۀ 30 نفره اجرا شد وگویه‌هایی که نمرۀ تأثیر مساوی یا بیشتر از 5/1 داشتند، برای تحلیل‌‌های بعدی حفظ شدند.

پس از اجرای مقدماتی و انجام اصلاحات، پرسشنامه آمادۀ اجرا در جامعۀ هدف شد . تجربۀ به‌دست‌آمده دربارۀ اجرای پرسشنامه با همکاران طرح بررسی شد و موارد مهم و موردتأکید در اجرای طرح مرور و یکسان‌سازی شد. درنهایت، پس از توزیع و جمع‌آوری تمامی پرسشنامه‌ها، با استفاده از نرم‌افزارهای اس‌پی‌اس‌اس و ایموسْ داده‌ها تجزیه‌وتحلیل شد. برای بررسی روایی پرسشنامه از روایی محتوایی، تحلیل عاملی اکتشافی و روایی ملاکی و برای تعیین همسانی درونی بین مقیاس‌های فرعی پرسشنامه از آلفای کرونباخ استفاده شد.

 

یافته‌ها

894 مشارکت‌کننده در این پژوهش شرکت کردند. میانگین سن آزمودنی‌ها 7/31 سال بود (29/31= M، برای زنان و 11/32= M، برای مردان). میانگین مدت‌زمان ازدواج زوج‌ها 23/11 سال ( 14/9 برای مردان، 32/13 برای زنان) بود. ازحیث اشتغال، 1/73درصد آزمودنی‌ها شاغل، 6/15درصد بیکار و 3/12درصد دانشجوی درحال‌تحصیل بودند. 1/28درصد مشارکت‌کنندگان در گروه سنی 35-31، 24درصد در گروه سنی 30-26، 8/20درصد در گروه سنی 40-36، 2/19درصد در گروه سنی 25-21، 5/5درصد در گروه سنی 40 و بالاتر و 4/2درصد در گروه سنی 20-18 بودند. ازنظر تحصیلاتْ 44درصد شرکت‌کنندگان دارای سطح لیسانس، 27درصد دیپلم و فوق‌دیپلم، 20درصد فوق‌لیسانس و دکتری و 9درصد زیر دیپلم بودند.

داده‌های جدول شمارۀ 1، بیان‌گر یافته‌های توصیفی عملکرد شرکت‌کنندگان در متغیرهای مطالعه است.

 

 

 

جدول 1. میانگین، انحراف استاندارد، چولگی و کشیدگی متغیرهای اصلی پژوهش

 

تعداد

میانگین

انحراف استاندارد

چولگی

کشیدگی

مقیاس دوسویگی

مردان

447

04/82

66/1

35/0-

14/0

زنان

447

56/83

01/1

43/0-

21/0

کل

894

64/82

9/0

39/0-

19/0

خود‌ـ‌دوسویگی

مردان

447

3/42

4/1

42/0-

22/0

زنان

447

5/44

6/1

36/0-

28/0

کل

894

1/43

03/1

41/0-

25/0

دیگر‌ـ‌دوسویگی

مردان

447

54/51

23/1

30/0-

15/0

زنان

447

06/42

88/0

49/0-

18/0

 

کل

894

01/42

75/0

44/0-

16/0

سازگاری زناشویی

مردان

447

7/92

88/18

34/0-

27/0

زنان

447

1/95

79/17

39/0-

39/0

کل

894

9/93

3/18

37/0-

35/0

 

برای بررسی روایی پرسشنامه از سه روش روایی محتوایی، تحلیل عاملی تأییدی و روایی ملاکی استفاده شد.

 

روایی محتوایی

 به‌منظورِ تعیین روایی محتوایی از روش‌های کمّی و کیفی استفاده شد. برای بررسی روایی محتوایی در شیوۀ کمّی، از نسبت روایی محتوا و شاخص روایی محتوایی استفاده شد. چون تعیین نسبت روایی محتوایی این پژوهش براساسِ نظر کارشناسان انجام شد، پرسش‌نامۀ ترجمه‌شده به هفت کارشناس روان‌شناس ارائه شد و از آنها خواسته شد هر گویه را برمبنای مقیاس سه‌نقطه‌ای لیکرت بررسی کنند (شامل 1= ضروری، 2= سودمند، اما غیرضروری، 3= غیرضروری). سپس بررسی CVI براساسِ نسبت روایی محتوای والتز و باسل[57] (1983) آغاز شد. بدین‌منظور، از متخصصین خواسته شد سطوح ارتباط، سهولت و شفافیت هر عبارت را در پرسش‌نامه براساسِ نسبت روایی محتوای والتز و باسل (1983)

 

مقیاس‌بندی کنند. سپس براساسِ امتیازهای میانگین شاخص روایی محتوای تمامی گویه‌های موجود در پرسش‌نامه، شاخص روایی محتوای سطح مقیاسی/ روش محاسبۀ میانگین‌گیری (S-CVI/Ave) محاسبه شد. پولایت و بک[58] (2007) مقدار 90/0 و بالاتر از آن را به‌عنوان حد پایین قابل‌قبول برای S-CVI/Ave پیشنهاد کردند. نتایجْ حاکی از آن بودند که مقادیر CVI/Ave همۀ آنها 90/0 یا بالاتر بود.

 

تحلیل عاملی تأییدی

 در راستای اهداف این پژوهش، تحلیل عاملی تأییدی (CFA) با استفاده از روش احتمال بیشینه و ازطریق Amos 22 انجام شد. به‌منظورِ بررسی کفایت برازش مدل، شش آماره، شامل مربع کای (خی دو) (χ2)، شاخص نیکویی برازش (GFI)، شاخص برازش تطبیقی (CFI)، شاخص برازش افزایشی (IFI)، شاخص تاکر‌ـ‌لوئیس[59] (TLI)، و خطای جذر میانگین مربعات تقریب (RMSEA) به کار برده شدند.

 

 

شکل‌1. مدل پرسشنامۀ دوسویگی


 


شکل ۱ مدل دوعاملی پرسشنامۀ دوسویگی را نشان می‌دهد. شاخص‌های برازش جزئی و بارهای عاملی در جدول 2 گزارش شده است.

 

جدول 2. نتایج تحلیل عاملی تأییدی ضرایب استاندارد (بارهای عاملی) و سطوح معناداری

سطح معناداری

نسبت بحرانی

برآورد استاندارد

گویه‌ها

مؤلفه

00/0

55/10

69/0

1

خود‌ـ‌دوسویگی

00/0

95/9

64/0

2

00/0

73/12

77/0

3

00/0

58/11

72/0

4

00/0

61/12

76/0

5

00/0

26/10

68/0

6

00/0

70/9

62/0

7

00/0

72/12

78/0

8

00/0

65/7

58/0

9

00/0

28/12

70/0

10

00/0

63/10

67/0

11

00/0

46/7

58/0

12

دیگر‌ـ‌دوسویگی

00/0

49/12

71/0

13

00/0

79/12

76/0

14

00/0

61/11

70/0

15

00/0

78/11

72/0

16

00/0

65/10

65/0

17

00/0

78/7

58/0

18

00/0

60/10

67/0

19

00/0

46/7

56/0

20

00/0

70/11

70/0

21

00/0

89/9

65/0

22

00/0

53/11

71/0

دوسویگی                     خود‌ـ‌ دوسویگی

00/0

65/10

69/0

دوسویگی                    دیگر‌ـ‌ دوسویگی

 

 

همان‌گونه که در جدول 2 ملاحظه می‌شود، مقدار آمارۀ نسبت بحرانی یا C.R بالاتر از 96/1 است و سطح اطمینان کمتر از 05/0 را دارند. همچنین بارهای عاملی بالاتر از 5/0 با سطح اطمینان 95درصد معتبر هستند.

 

 

جدول3. شاخص‌های برازندگی مدل دوعاملی پرسشنامة رشد روان‌شناسی دوسویگی

 

    

p

 

  

GFI

CFI

IFI

RMSEA

TLI

مردان

038/335

80

00/0

188/2

904/0

904/0

0/903

049/0

0/903

زنان

418/258

80

00/0

568/1

907/0

907/0

908/0

047/0

908/0

کل

018/353

80

00/0

389/2

907/0

903/0

903/0

046/0

912/0

مقادیر مطلوب شاخص‌ها

کمتر از2 یا 3

بزرگ‌‌تر از 90/0

کوچک‌تراز05/0

90/0 تا95/0

 


به‌منظورِ ارزیابی کفایت ساختار عاملی MPDQ ، مجموعه‌ای از تحلیل‌های عاملی تأییدی بر روی ادراکات خود شخصی و ادراکات دیگران به‌صورتِ جداگانه برای مردان، زنان و کل آزمودنی‌ها انجام شد. چنان‌که در جدول 5 ملاحظه می‌شود، پیامدهای ساختار عاملی ازطریق تحلیل عاملی تأییدی نشان می‌دهند که این مدل تا حد مطلوبی برای هر دو دستۀ مردان و زنان قابل‌قبول است و برازش مدل برای کل آزمودنی‌ها مطلوب است.

به‌منظور بررسی روایی وابسته به ملاک پرسشنامۀ تحول روان‌شناسی دوسویگی، همبستگی خرده‌مقیاس‌های آن با نمرۀ کل و خرده‌مقیاس‌های پرسشنامۀ سازگاری زناشویی محاسبه شد.

 


 

جدول 4.ماتریس‌های ضریب همبستگی پیرسون بین عامل‌های تحول روان‌شناسی دوسویگی با مقیاس سازگاری زناشویی

پرسشنامۀ سازگاری زناشویی

 

 

نمرۀ کل

رضامندی‌دونفره

توافق دونفره

همبستگی دونفره

ابراز عواطـف در روابط دونفره

عامل‌ها

خود‌ـ‌دوسویگی

مردان

**52/0

**51/0

**51/0

**45/0

**39/0

زنان

**57/0

**57/0

**58/0

**52/0

**44/0

کل

**55/0

**54/0

**55/0

**48/0

**42/0

دیگر‌ـ‌دوسویگی

مردان

**48/0

**46/0

**51/0

**44/0

**37/0

زنان

**51/0

**54/0

**57/0

**47/0

**41/0

کل

**53/0

**49/0

**54/0

**46/0

**39/0

نمرۀ کل پرسشنامه

مردان

**51/0

**49/0

**51/0

**45/0

**38/0

زنان

**55/0

**57/0

**56/0

**50/0

**43/0

کل

**56/0

**56/0

**54/0

**49/0

**41/0

*p< 0/05    **p< 0/01

 


همان‌گونه که در جدول 4 ملاحظه می‌شود، میزان ضریب روایی ملاکی پرسشنامۀ تحول روان‌شناسی دوسویگی با نمرۀ کل پرسشنامۀ سازگاری زناشوییْ 56/0 است و با خرده‌مقیاس‌های آن در دامنۀ 41/0 تا 56/0 قرار دارد (p< 0/01).

جدول 5 نمرات خام، فراوانی، درصد فراوانی، رتبۀ درصدی و نمرات استاندارد کل پرسشنامۀ دوسویگی را گزارش می‌دهد. با استفاده از نمرات خامْ نمرۀ استاندارد Z تعیین شد.


 

جدول 5. نمرات خام، فراوانی، درصد فراوانی، رتبۀ درصدی و نمرات استاندارد Z برای پرسشنامۀ دوسویگی

نمرۀ خام

فراوانی

درصد فراوانی

رتبۀ درصدی

نمرۀ Z

26

2

2/0

2/0

90/4-

37

1

1/0

3/0

95/3-

41

2

2/0

6/0

60/3-

45

2

2/0

8/0

26/3-

50

1

1/0

9/0

82/2-

54

3

3/0

2/1

48/2-

55

2

2/0

5/1

39/2-

56

4

4/0

9/1

30/2-

57

2

2/0

1/2

22/2-

59

8

9/0

3

04/2-

60

2

2/0

2/3

96/1-

61

3

3/0

6/3

87/1-

62

6

7/0

3/4

79/1-

63

6

7/0

9/4

70/1-

64

13

5/1

4/6

61/1-

65

5

6/0

9/6

52/1-

66

8

9/0

8/7

44/1-

67

5

6/0

4/8

35/1-

68

11

2/1

6/9

27/1-

69

5

6/0

2/10

18/1-

70

11

6/3

4/11

09/1-

71

28

2/1

8/13

1-

72

7

8/0

5/14

92/0-

73

26

9/2

4/17

83/0-

74

31

5/3

9/20

74/0-

75

20

2/2

2/23

66/0-

76

22

5/2

6/25

57/0-

77

61

8/6

4/32

49/0-

79

35

9/3

4/36

31/0-

80

27

3

4/39

22/0-

81

26

9/2

3/42

14/0-

82

32

6/3

9/45

05/0-

83

39

4/4

2/50

03/0

84

23

6/2

8/52

11/0

85

62

9/6

7/59

20/0

86

39

4/4

1/64

29/0

87

51

7/5

8/69

38/0

88

12

3/1

1/71

46/0

89

69

7/7

9/78

55/0

90

27

3

9/81

64/0

91

12

3/1

2/83

72/0

92

20

2/2

5/85

81/0

93

14

6/1

87

89/0

95

14

6/1

6/88

07/1

97

39

4/4

93

24/1

99

6

7/0

6/93

41/1

100

12

3/1

95

50/1

101

3

3/0

3/95

59/1

102

6

7/0

96

68/1

104

16

8/1

8/97

85/1

106

3

3/0

1/98

02/2

108

2

2/0

3/98

19/2

109

4

4/0

8/98

28/2

112

2

2/0

99

54/2

116

2

2/0

2/99

89/2

118

2

2/0

4/99

06/3

120

5

6/0

ـــــــــــــــ

23/3


 


همان‌طور که جدول 5 نشان می‌دهد، نمرات خام از 26 تا 120 در نوسان است.

 

پایایی

برای تعیین همسانی درونی بین مقیاس‌های فرعی MPDQ از آلفای کرونباخ استفاده شد. مقادیر برابر با 70/0 یا بزرگ‌تر از آن سطح پایایی قابل‌قبول در نظر گرفته شدند (لدرمان و همکاران[60]، 2010؛ نونالی و برن‌اشتاین[61]،1994). نتایج به‌دست‌آمده نشان داده است ضریب آلفا برای کل مقیاس خود‌ـ‌دوسویگی در کل نمونه 88/0 (در مردان 87/0 و در زنان 89/0)، برای خرده‌مقیاس خود‌ـ‌دوسویگی در کل نمونه 89/0 (در مردان 86/0 و در زنان 87/0) و برای خرده‌مقیاس دیگر‌ـ‌دوسویگی، در کل نمونه 90/0 (در مردان 89 /0 و در زنان 91/0) به دست آمد. همچنین، پایایی مقیاس به‌روشِ دونیمه‌سازی محاسبه شد که برای کل مقیاس خود‌ـ‌دوسویگی در کل نمونه 79/0 (در مردان 78/0 و در زنان 81/0)، برای مقیاس خود‌ـ‌دوسویگی، در کل نمونه 77/0 (در مردان 75/0 و در زنان 78/0)، در خرده‌مقیاس دیگر‌ـ‌دوسویگی80/0(در مردان 77 /0 و در زنان 83/0) به دست آمد.

 

بحث و نتیجه‌گیری

متخصصین بر این باورند که با افزایش جهانی‌شدن روان‌شناسی و زمینه‌های مرتبطْ داشتن ابزارهای معتبر و روا که بتواند در بسیاری از زبان‌ها و فرهنگ‌ها استفاده شود، حیاتی است (ون ویدنفلت و همکاران، 2005). همچنین، باتوجه‌به اینکه محققین توصیه کرده‌اند با تکرار مطالعۀ روان‌سنجیْ پرسشنامه‌های جدید در سایر فرهنگ‌ها با استفاده از روش‌های متفاوت انتخاب نمونه انجام شود (فام، باربارو و شاکلفورد ، 2015)، هدف از انجام این مطالعه بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی پرسشنامۀ تحول روان‌شناسی دوسویگی در بین زنان و مردان متأهل در ایران بود.

بررسی روایی محتوایی این پرسشنامه نشان داد مقادیر CVI/Ave همۀ آنها 90/0 یا بالاتر بود. همچنین، به‌منظور بررسی روایی سازه‌ای این پرسشنامه از روش تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد. در بررسی تحلیل عاملی تأییدی نتایجْ بیان‌گر این است که الگوی دوعاملی پرسشنامه با داده‌ها برازش قابل‌قبولی دارد. یافته‌های این پژوهش بیان‌گر این مطلب هستند که مدل دوعاملی دوسویگی که جنرو و همکاران(1992الف؛ 1992ب) مطرح کرده‌اند و بیان‌گر مسئولیت‌پذیری خود دربرابر همسر (خود‌ـ‌دوسویگی) و مسئولیت‌پذیری طرف مقابل دربرابر خود (دیگر‌ـ‌دوسویگی) است، از برازش خوبی در بین افراد متأهل ایرانی برخوردار است. این یافته با یافته‌های بادلی و همکاران (2013)، جنرو و همکاران (1992الف؛ 1992ب)، کوان و همکاران (2013) هم‌سو است. مطلوبیت بالای روایی سازۀ این پرسشنامه و مقایسۀ آن با یافته‌های به‌دست‌آمده در مطالعات پیشین بیان‌گر آن است که این پرسشنامه توانسته است سازۀ دوسویگی را به‌نحوِ مطلوبی سنجش کند و ازاین‌نظر، تفاوت فرهنگی در نمونۀ استفاده‌شده در این مطالعه با سایر نمونه‌های استفاده‌شده در فرهنگ‌های دیگر تفاوت درخورِملاحظه‌ای را نشان نمی‌دهد. در تببین این یافته می‌توان گفت باتوجه‌به اینکه دوسویگی بیان‌گر به‌اشترک‌گذاری احساسات، افکار، آروزها و سرگرمی‌ها در زوجین است که شکلی اساسی برای نمایش مسئولیت‌پذیری در رابطه‌های همراه با دل‌بستگی است (کوان و همکاران، 2013) و تأکید بر علاقۀ دوسویة قابل‌اعتماد است که همراه با موفقیت در درک دوسویۀ احساسات باشد (اویشی و همکاران، 2010)، بنابراین این دو مؤلفۀ اساسی دوسویگی (خود‌ـ‌دوسویگی و دیگر‌ـ‌دوسویگی) از اهمیت اساسی برای روابط زناشویی زوجین برخوردارند.

برای بررسی روایی وابسته به ملاک پرسشنامه از پرسشنامۀ سازگاری زناشویی استفاده شد. نتایج به‌دست‌آمده نشان داد هر دو خرده‌مقیاس فرم‌های الف و ب این پرسشنامه با خرده‌مقیاس‌های پرسشنامۀ سازگاری زناشویی همبستگی مثبت و معنی‌داری در سطح الفای 01/0 دارند. همبستگی مثبت و معنی‌دار بین پرسشنامۀ تحول روان‌شناسی دوسویگی با پرسشنامۀ سازگاری زناشویی بیان‌گر روایی وابسته به ملاک پرسشنامۀ تحول روان‌شناسی دوسویگی در حد مطلوب است. در تبیین این یافته می‌توان گفت مقیاس سازگاری زناشویی به سنجش ابعاد مختلف سازگاری زناشویی می‌پردازد که شامل رضایتمندی دونفره، توافق دونفره، همبستگی دونفره و ابراز عواطـف در روابط دونفره است. باتوجه‌به اینکه نتایج پژوهش‌ها نشان داد دوسویگیْ متغیری تأثیرگذار بر روابط زناشویی (الکساندر، 2007؛ فریدبرگ، 2009؛ میدمنت، 2006) و رضایت زناشویی است (جنرو و همکاران، 1992الف؛ جنرو و همکاران، 1992ب) و موجب قدرتمندی روابط می‌شود (کوان و همکاران، 2013)، می‌توان هم‌سو با نتایج پژوهش‌های انجام‌شده بیان کرد که دوسویگیْ متغیری تأثیرگذار بر روابط زناشویی است.

به‌منظورِ بررسی همسانی درونی پرسشنامۀ تحول روان‌شناسی دوسویگی از روش الفای کرونباخ استفاده شد. نتایج نشان داد که ضریب آلفا با مقدار 88/0 برای کل مقیاس (که برای مردان 87/0 و برای زنان 89/0 بود) و همسانی درونی دو مقیاس فرعی 88/0 و 87/0 به دست آمد. این یافته با نتایج پژوهش‌های اسپربرگ و استاپ (1998)، جنرو و همکاران (1992الف، 1992ب)، جوردن (2001)، سانتر و همکاران (2006)، کاپلان و همکاران (2007)، کوان و همکاران (2013)، کیسر و همکاران (1999)، گابریل و گاردنر (1999)، لیانگ و همکاران (2007) وکسلر و همکاران (2006) هم‌سو است. یافتۀ این مطالعه و هم‌سویی آن با یافته‌های پژوهش‌های پیشین بیان‌گر پایایی مطلوب و رضایت‌بخش برای این پرسشنامه است.

با اینکه این مطالعه با رعایت اصول پژوهش‌های تحلیل عاملی و مدل معادلات ساختاری و تعداد افراد نمونه تلاش داشته است نتایج به‌دست‌آمده از تعمیم‌پذیری مطلوبی برخوردار باشد، برخی از محدودیت‌ها اجتناب‌ناپذیر بوده است. اول آنکه در مطالعۀ حاضر از نمونۀ زوجین عادی استفاده شد. همچنین، باتوجه‌به اینکه نمونۀ استفاده‌شده در این پژوهش منحصر به دو شهر شیراز و کرمان بوده است، باید در تعمیم‌پذیری نتایج احتیاط لازم صورت گیرد؛ بنابراین، پیشنهاد می‌شود برای اطمینان بیشتر از پایایی آزمون، بررسی در محیط‌های متنوع‌تر و با حجم نمونۀ بزرگ‌تر و متنوع‌تر مثل زوجین مشکل‌دار استفاده شود و مقایسه‌ای بین دوسویگی در نمونۀ زوجین عادی و زوجین دارای مشکل زناشویی صورت گیرد. یکی دیگر از محدودیت‌های این مطالعه، برآوردنشدن پایایی به‌شیوۀ بازآزمایی برای تعیین استواری درونی برحسب عامل زمان بود. درنتیجه، پیشنهاد می‌شود پژوهشگران بعدی آن را مدنظر قرار دهند.

 درخاتمه، باتوجه‌به ویژگی‌های مطلوب روایی سازه و پایایی به‌دست‌آمدۀ پرسشنامۀ تحول روان‌شناسی دوسویگی در مطالعۀ حاضر و همچنین نتایج پژوهش‌های پیشین دربارۀ کاربردهای این ابزار، می‌توان گفت این ابزار می‌تواند به‌صورتِ فردی یا گروهی در موارد متعددی به‌عنوان ابزار تشخیصی درزمینۀ مشاوره ازدواج و زوج‌درمان‌گری استفاده شود. همچنین، با‌توجه‌به کاربردهای متعدد آن درزمینه‌هایی همچون روابط فرزند‌ـ‌والد، روابط مراجع‌ـ‌درمان‌گر، موقعیت‌های مراقبت از اعضای بیمار، ناتوان یا سالمند خانواده و... استفادۀ پژوهشی و درمان‌گری شود. همچنین، باتوجه‌به آنکه یکی از شاخص‌های مطرح در ارزیابی مفاهیم و سازه‌ها قابلیت کاربردی آنهاست، نتایج پژوهش حاضر ازطریق تکرار نتایج مطالعات پیشین، از کاربردهای متنوع این سازه در حیطه‌های مختلف روابط نزدیک به‌منظورِ انجام پژوهش‌های بالینی حمایت بیشتری فراهم می‌آورد.

 


[1]. Gurman &,Fraenkel

[2]. Singer et al

[3]. a dynamic third

[4]. Weness

[5]. Ogden

[6]. mutuality

[7]. Coontz

[8]. We- ness

[9]. Fergus & Skerrett

[10] .  Coan et al

[11]. Miller

[12]. Oishi et al

[13]. Baddeley et al

[14]. Alexander

[15]. Freedberg

[16]. Maidment

[17]. Valentich

[18]. Fergus

[19]. Kruger

[20]. Kayser et al

[21]. Lee et al

[22]. Swift & Wright

[23]. Gottlieb

[24].  Coyne & Bolger

[25]. Tantillo & Sanftner

[26]. Genero et al

[27]. Sperberg, & Stabb

[28]. Lipees

[29]. Kasle et al

[30]. Lyons et al

[31]. Skerrett

[32]. Buehlman et al

[33]. Schumacher et al

[34]. Deater‐Deckard & Petrill

[35]. Aksan et al

[36]. Kochanska et al

[37]. Zayas et al

[38]. Empathy

[39]. Interaction

[40]. Genuineness

[41]. Enthusiasm

[42]. Diverse

[43]. Enhancement

[44]. Jordan

[45] . Schneider & Schneider,

[46]. Singer et al

[47]. Karlstedt

[48]. Dellafiore

[49]. Klein

[50]. Item

[51]. Sanftner et al

[52]. Kaplan et al

[53]. Gabriel & Gardner

[54]. Liang

[55]. Wechsler

[56] . impact score

[57]. Waltz & Bausell

[58]. Polit & Beck

[59]. Tucker. Lewis Index

[60]. Ledermann et al

[61]. Nunnally & Bernstein

مراجع

ثنایی، ب. (1379)، مقیاس‌هایسنجشخانوادهوازدواج، تهران: بعثت.

 حجازی، ا.، سرمد، ز.، بازرگان، ع. (1394)، روش‌های تحقیق در علوم رفتاری، تهران: آگاه.

 عرفانمنش، ن. (1386)، اثربخشی زوج‌درمانی متمرکز بر هیجان بر سازگاری زناشویی، پایان‌نامۀ کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد واحد علوم تحقیقات، تهران.

Aksan, N., Kochanska, G. & Ortmann, M. R. (2006), Mutually responsive orientation between parents and their young children: Toward methodological advances in the science of relationships. Developmental Psychology, 42(5), 833.

Alexander, C. (2007), You are what you do. Journal of Relational Child and Youth Care Practice, 3(20), 17‐21.

Baddeley, J. L., Berry, M. & Singer, J. A. (2013), Mutuality and Marital Adjustment, Well-Being, and Health in Military Couples, The military psuchologist, 28(3), 19-25.

Buehlman, K. T., Gottman, J. M. & Katz, L. F. (1992), How a couple views their past predicts their future: Predicting divorce from an oral history interview, Journal of Family Psychology, 5(3-4), 295.

Coan, J. A., Kasle, S., Jackson, A., Schaefer, H. S. & Davidson, R. J. (2013), Mutuality and the social regulation of neural threat responding. Attachment & human development, 15(3), 303-315.

 Coontz, S. (2006), Marriage, a history: How love conquered marriage: Penguin: London.

 Coontz, S. (2014), The new instability, Retrieved from www.NYTimes .

 Coyne, J. C. & Bolger, N. (1990), Doing without social support as an explanatory concept, Journal of Social and Clinical Psychology, 9(1), 148.

 Deater‐Deckard, K. & Petrill, S. A. (2004), Parent–child dyadic mutuality and child behavior problems: An investigation of gene–environment processes, Journal of Child Psychology and Psychiatry, 45(6), 1171-1179.

Dellafiore, F., Chung, M. L., Alvaro, R., Durante, A., Colaceci, S., Vellone, E. & Pucciarelli, G. (2019), The Association between Mutuality, Anxiety, and Depression in Heart Failure Patient-Caregiver Dyads: An Actor-Partner Interdependence Model Analysis, The Journal of cardiovascular nursing, 34(6), 465-473.

Engler, B. (2014), Personality Theories (9th ed.), Cengage Learning: Boston

 Fergus K., Skerrett K. (2015), Resilient Couple Coping Revisited: Building Relationship Muscle. In: Skerrett K., Fergus K. (eds), Couple Resilience. Springer: Dordrecht.

 Fergus, K. (2015), Theoretical and Methodological Underpinnings of Resilience in Couples: Locating the ‘We’ Couple Resilience (pp. 23-42), Springer: Dordrecht.

 Freedberg, S. (2009), Relational theory for social work practice: A feminist perspective. Routledge: London.

 Gabriel, S. & Gardner, W. L. (1999), Are there" his" and" hers" types of interdependence? The implications of gender differences in collective versus relational interdependence for affect, behavior, and cognition, Journal of personality and social psychology, 77(3), 642.

 Genero, N. P., Miller, J. B., Surrey, J. & Baldwin, L. M. (1992), Measuring perceived mutuality in close relationships: Validation of the Mutual Psychological Development Questionnaire, Journal of Family Psychology, 6(1), 36.

Gottlieb, B. H. (1992), Quandaries in translating support concepts to intervention. In H. O. F. Veiel & U. Baumann (Eds.), The series in clinical and community psychology. The meaning and measurement of social support (p. 293-309), Hemisphere Publishing Corp: New York.

Gurman, A. S. & Fraenkel, P. (2002), The history of couple therapy: A millennial review, Family Process, 41(2), 199-260.

 Jordan, J. V. (2001), A relational-cultural model: Healing through mutual empathy, Bulletin of the Menninger Clinic, 65(1: Special issue), 92.

Kaplan, C. P., Turner, S. G. & Badger, L. W. (2007), Hispanic adolescent girls’ attitudes toward school, Child and Adolescent Social Work Journal, 24(2), 173-193.

 Karlstedt, M., Fereshtehnejad, S. M., Aarsland, D. & Lökk, J. (2018), Mediating effect of mutuality on health-related quality of life in patients with Parkinson's disease, Parkinson's disease, 2018, 9548681. https://doi.org/10.1155/2018/9548681

Kasle, S., Wilhelm, M. S. & Zautra, A. J. (2008), Rheumatoid arthritis patients' perceptions of mutuality in conversations with spouses/partners and their links with psychological and physical health, Arthritis Care & Research, 59(7) 921-928

Kasle, S., Wilhelm, M. S., McKnight, P. E., Sheikh, S. Z. & Zautra, A. J. (2010), Mutuality's prospective beneficial effects on inflammation in female patients with rheumatoid arthritis, Arthritis care & research, 62(1), 92-100.

 Kayser, K., Sormanti, M. & Strainchamps, E. (1999), Women coping with cancer, Psychology of women Quarterly, 23(4), 725-739.

 Kayser, K., Watson, L. E. & Andrade, J. T. (2007), Cancer as a" we-disease": Examining the process of coping from a relational perspective, Families, Systems & Health, 25(4), 404.

Kline, R. (2010), Principles and Practice of Structural Equation Modeling (3rd ed.), New York:
Guilford Press.

 Kochanska, G., Aksan, N., Prisco, T. R. & Adams, E. E. (2008), Mother–child and father–child mutually responsive orientation in the first 2 years and children’s outcomes at preschool age: Mechanisms of influence, Child Development, 79(1), 30-44.

 Kruger, D. J. (2015), Non‐mammalian infants requiring parental care elicit greater human caregiving reactions than superprecocial infants do, Ethology, 121(8), 769-774.

 Ledermann, T., Bodenmann, G., Gagliardi, S., Charvoz, L., Verardi, S., Rossier, J., Iafrate, R. (2010), Psychometrics of the Dyadic Coping Inventory in three language groups, Swiss Journal of Psychology/Schweizerische Zeitschrift für Psychologie/Revue Suisse de Psychologie, 69(4), 201.

 Lee, R. M., Keough, K. A. & Sexton, J. D. (2002), Social connectedness, social appraisal, and perceived stress in college women and men, Journal of Counseling & Development, 80(3), 355-361.

Liang, B., Tracy, A., Glenn, C., Burns, S. M. & Ting, D. (2007), The relational health indices: Confirming factor structure for use with men. The Australian Community Psychologist, 19(2), 35-52.

 Lippes, T. E. (1998), Mutuality in marriage, Unpublished doctoral dissertation, Chicago School of Professional Psychology, Chicago Illinois.

 Lyons, K. S., Stewart, B. J., Archbold, P. G. & Carter, J. H. (2008), Optimism, pessimism, mutuality, and gender: Predicting 10-year role strain in Parkinson’s disease spouses, The Gerontologist, 49(3), 378-387. doi:10.1093/geront/gnp046

 Maidment, J. (2006), The quiet remedy: A dialogue on reshaping professional relationships, Families in Society: the journal of contemporary social services, 87(1), 115-121.

Miller, A. G. (1998), The healing connection; How women form relationships in therapy and in life, by Jean Baker Miller and Irene Pierce Stiver, Beaco, American Journal of Psychoanalysis, 58(3), 342-345.

Milliken, E. (2017), Feminist theory and social work practice. Social Work Treatment: Interlocking Theoretical Approaches; Turner, FJ, Ed.; Oxford University Press: Oxford, UK, 191-208.

Nunnally, J. C. & Bernstein, I. H. (1994), Validity. Psychometric theory, 3, 99-132.

 Ogden, T. H. (2004), The analytic third: Implications for psychoanalytic theory and technique, The Psychoanalytic Quarterly, 73(1), 167-195.

 Oishi, S., Krochik, M. & Akimoto, S. (2010), Felt understanding as a bridge between close relationships and subjective well‐being: Antecedents and consequences across individuals and cultures, Social and Personality Psychology Compass, 4(6), 403-416.

Pham, M. N., Barbaro, N. & Shackelford, T. K. (2015), Development and initial validation of the coalitional mate retention inventory, Evolutionary Psychological Science, 1(1), 4-12.

 Polit, D. F., Beck, C. T. & Owen, S. V. (2007), Is the CVI an acceptable indicator of content validity? Appraisal and recommendations, Research in nursing & health, 30(4), 459-467.

 Sanftner, J. L., Cameron, R. P., Tantillo, M., Heigel, C. P., Martin, D. M., Sippel-Silowash, J. A. & Taggart, J. M. (2006), Mutuality as an aspect of family functioning in predicting eating disorder symptoms in college women, Journal of College Student Psychotherapy, 21(2), 41-66.

 Schumacher, K. L., Stewart, B. J. & Archbold, P. G. (2007), Mutuality and preparedness moderate the effects of caregiving demand on cancer family caregiver outcomes, Nursing research, 56(6), 425-433.                                                                            

Singer, J. A., Labunko, B., Alea, N. & Baddeley, J. L. (2015), Mutuality and the marital engagement–type of union scale [me (to us)]: Empirical support for a clinical instrument in couples therapy. In Couple resilience (pp. 123-137), Springer: Dordrecht.

Skerrett, K. (1998), Couple adjustment to the experience of breast cancer, Families, Systems & Health, 16(3), 281.  

Spanier, G. B. (1976), Measuring Dyadic Adjustment: New Scales for Assessing the Quality of satisfaction, love, commitment, and stability, The Journal of Sex Research, 39, 190-196

Sperberg, E. D. & Stabb, S. D. (1998), Depression in women as related to anger and mutuality in relationships, Psychology of women Quarterly, 22(2), 223-238.

Swift, A. & Wright, M. O. D. (2000), Does social support buffer stress for college women: When and how?, Journal of College Student Psychotherapy, 14(4), 23-42.

Tabachnick, B. G., Fidell, L. S. & Osterlind, S. J. (2001), Using multivariate statistics (5th ed.), New York: Haper and Row.

 Tantillo, M. & Sanftner, J. (2003), The relationship between perceived mutuality and bulimic symptoms, depression, and therapeutic change in group, Eating Behaviors, 3(4), 349-364.

 Van Widenfelt, B. M., Treffers, P. D., De Beurs, E., Siebelink, B. M. & Koudijs, E. (2005), Translation and cross-cultural adaptation of assessment instruments used in psychological research with children and families, Clinical child and family psychology review, 8(2), 135-147.

 Waltz, C. & Bausell, R. B.(1983), Nursing Research: design, statistics and computer analysis, 1st Edition, F. A. Davis Co; Philadelphia.

Wechsler, L. S., Riggs, S. A., Stabb, S. D. & Marshall, D. M. (2006), Mutuality, self-silencing, and disordered eating in college women, Journal of College Student Psychotherapy, 21(1), 51-76.

Zayas, L. H., Bright, C. L., Álvarez-Sánchez, T. & Cabassa, L. J.(2009), Acculturation, familism and mother–daughter relations among suicidal and non-suicidal adolescent Latinas, The journal of primary prevention, 30(3-4), 351-369.

Zayas, L. H., Hausmann-Stabile, C. & Kuhlberg, J. (2011), Can Better Mother-Daughter Relations Reduce the Chance of a Suicide Attempt among Latinas?, Depression Research and Treatment, 1-7.

 

 

 

آمار
تعداد مشاهده مقاله: 1,515
تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 589


سامانه مدیریت نشریات علمی. طراحی و پیاده سازی از سیناوب