ارزیابی تعقیب مجازی همسر در افراد متأهل: تعیین ویژگی‎‌های روان‌سنجی و اعتباریابی نسخه فارسی

مقدمه

در محیط مجازی شاهد انواع مختلفی از فعالیت‎‌ها و رفتارهای انسانی هستیم (Bussu et al., 2023) و یکی از مسائلی که استفادۀ گسترده و در دسترس بودن تلفن‎‌های همراه، رایانه‎‌ها و اینترنت در پی دارد این است که افراد ابزارهای بیشتری برای تعقیب، آزار، زورگویی و کنترل طرف مقابل خود در اختیار دارند (Bailey et al., 2023). در مقایسه با افراد غریبه‌، همسران هدف معمول‎‌تری برای تعقیب مجازی هستند (Dhillon et al., 2016). پلتفرم‌های آنلاین، مانند رسانه‌های اجتماعی^[1] فرصتی را برای نظارت پنهانی بر فعالیت‌های همسر نیز با حداقل خطر شناسایی فراهم می‌کنند (Muise et al., 2014). این رفتار می‎‌تواند به‌عنوان یک تاکتیک برای کسب اطلاعات به‌صورت مخفیانه به‌ویژه در مراحل شروع رابطه یا در پاسخ به تهدیدات درک‌شدۀ رابطه استفاده شود (Darvell et al., 2011؛ Muise et al., 2014؛Tokunaga et al., 2011)؛ بااین‌حال نظارت و کنترل رفتارهای شریک زندگی در فضای مجازی به‌ویژه در میان زوجین جوان که با ابزارهای دیجیتال بیشتر سروکار دارند تأثیرات درخور توجهی بر بهزیستی روانی افراد و پویایی‎‌های خانواده به دنبال دارد (Afrouz et al., 2021) و باتوجه‌به تأثیرپذیری این رفتار از فرهنگ، قوانین و سطوح مختلف نفوذ فناوری در کشورهای مختلف، لزوم بررسی این رفتار به کمک ابزارهای معتبر در جوامع مختلف ضروری می‎‌نماید.

تعقیب مجازی^[2] استفادۀ مکرر از ارتباطات الکترونیکی برای آزار و اذیت یا ترساندن مداوم کسی است و همچنین با رفتارهای آزاردهنده و ارعاب‎‌آمیز مشخص می‎‌شود و ممکن است شامل جاسوسی، نظارت یا کنترل فعالیت‎‌های قربانی باشد (Bussu et al., 2023). باوجود اینکه تعریف گسترده‎‌ای برای تعقیب مجازی وجود ندارد (Bergmann, 2023)، اما مفهوم‎‌سازی تعقیب مجازی شریک صمیمی^[3] (IPCS) ماهیت عاطفی-جنسی مشخصی دارد؛ زیرا احتمالاً علیه شریک زندگی انجام می‎‌شود (Rodríguez-Castro et al., 2021). همان‌طور که گفته شد تعقیب مجازی شریک صمیمی (همسر) شامل نظارت یا کنترل است؛ اما کنترل آنلاین رفتاری جدی‎‌تر از نظارت آنلاین است. نظارت آنلاین مبتنی‌بر مشاهده یا نظارت دقیق همسر برای به دست آوردن اطلاعات به دلیل بی‎‌اعتمادی و ناامنی است (Tokunaga et al., 2016)؛ برای مثال «من اطلاعات زیادی دربارۀ فعالیت‌ها و دوستی‌های همسرم از نگاه‌کردن به صفحات رسانه‌های اجتماعی او به دست می‌آورم»، اما کنترل این است که یک قدم جلوتر برویم؛ زیرا هدف، تسلط و مدیریت زندگی همسر است؛ برای مثال «من از همسرم خواسته‌ام که افراد خاصی را در شبکه های مجازی حذف یا مسدود کند؛ زیرا آن شخص را دوست نداشتم یا خودم این کار را کرده‌ام (فرد را حذف/ مسدود کردم)» (Smoker & March, 2017). مطالعات بین‌المللی نشان می‎‌دهد که بین 42 تا 49.9درصد از بزرگ‌سالان بیشتر بررسی می‌کنند که آیا شریک زندگی آنها در رسانه‌های اجتماعی یا پیام‎‌رسان‌ها آنلاین است یا خیر(Baker & Helm, 2011) و بین 32.6 تا 45درصد از بزرگ‌سالان کنترل می‎‌کنند که شریک زندگی آنها با چه کسی صحبت می‎‌کند و با چه کسانی دوست است (Reed et al., 2017). این رفتارهای تعقیب مجازی نشان می‎‌دهد که افراد آنها را مناسب یا پذیرفتنی می‎‌دانند. یعنی این قبیل رفتارها برای آنها عادی شده است و حتی تمایل به توجیه آنها دارند (Rodríguez-Castro et al., 2021).

 در مقایسه با اشکال آشکار و سنتی‌تر تعقیب، تحقیقات اندکی دربارۀ تعقیب مجازی وجود دارد (Ménard & Pincus, 2012) و به‎‌ویژه تعقیب مجازی همسر عمدتاً ناشناخته مانده است (Smoker & March, 2017)؛ اما به‎‌صورت کلی رفتار‎‌هایی مثل ارسال پیام‎‌های مکرر، جمع‎‌آوری اطلاعات خصوصی فرد قربانی به‎‌صورت آنلاین، جعل هویت فرد قربانی با سرقت اطلاعات و ورود به شبکه‎‌های مجازی فرد مقابل شناخته می‎‌شود (Bergmann, 2023). پژوهش‎‌ها در رابطه با رایج‌ترین شکل تعقیب مجازی همسر حاکی‌ازآن است که این رفتار پاسخی به تهدید طردشدن از طرف شریک زندگی است. نزدیکی و آگاهی از اطلاعات شخصی به‌دست‌آمده در رابطۀ عاطفی، به عاملان سوء استفاده از شریک زندگی مزیتی دربارۀ آزار و کنترل قربانی خود می دهد (Spitzberg & Cupach, 2007).

با اینکه تعقیب مجازی در رابطۀ زوجی یکی از رایج‌ترین رفتارهاست و هزینه‌های روانی-‎‌اجتماعی مهمی برای افراد و سیستم خانواده به دنبال دارد، پژوهش‎‌های معدودی در مقایسه با سایر رفتارهای تهاجمی آنلاین، مانند قلدری مجازی ^[4]یا مزاحمت اینترنتی^[5] دربارۀ آن وجود دارد و باوجود اینکه اخیراً پژوهش‎‌ها دربارۀ این موضوع، روند روبه‌رشد به خود گرفته است، هنوز در شروع کار قرار داریم (Kaur et al., 2021). اولین گام در این زمینه، طراحی و هنجاریابی مقیاس‎‌هایی برای سنجش این رفتار است. کار و همکاران (2021) طی پژوهشی به شیوۀ فراتحلیل، نیاز به طراحی و اعتباریابی ابزار برای سازۀ تعقیب مجازی همسر را ضروری دانستند؛ هرچند مطالعاتی دربارۀ این موضوع وجود دارد (Marcum et al., 2017; Zweig et al., 2013)، بااین‌وجود ابزارهای کمّی با ویژگی‌های روان‌سنجی کافی برای اندازه‌گیری تعقیب مجازی یا سوء استفادۀ مجازی وجود دارد (Smoker & March, 2017; Soto & Ibabe, 2022). فقدان مقیاس ویژه برای بررسی رفتار همسر در کنار مشکلات دربارۀ روایی محتوایی مقیاس‌های مجازی دیگر مانند مقیاس نفوذ رابطه‌ای وسواسی که تنها با 5 گویه در پی ارزیابی رفتارهای تعقیب مجازی است، ساخت ابزاری جامع و دقیق‎‌تر را ضروری می‎کند.

 برای پرکردن این خلأ ابزاری، مقیاس تعقیب مجازی همسر (IPCS) که رفتارهای خاص تعقیب مجازی را در رابطۀ زوجی اندازه‎‌گیری می‎‌کند، توسط اسموکر و مارک (2017) طراحی و اعتباریابی شد. به‌زعم ویلسون^[6] و همکاران (2021) این مقیاس به همراه مقیاس تعقیب مجازی وسواس‎‌گونه ^[7](COP) اسپیتزبرگ و هوبلر^[8] (2002)، یکی از پرکاربردترین‎‌ها در این زمینه به شمار می‎‌رود. مقیاس (IPCS) با اقتباس از گویه‎‌های مربوط به رفتارهای پیگیرانۀ همسر و غیرهمسر موجود در مطالعات قبلی مانند مک‎‌کئون^[9] و همکاران (2015)، توکوناگا ^[10](2011) و نیز تعریف حقوقی رفتارهایی طراحی و ساخته شد که در قانون اعمال مجرمانه ویکتوریا 1958^[11] تعقیب مجازی محسوب می‎‌شود. این مقیاس شامل 21 گویه بود که تأیید ارتکاب رفتارهای خاص و رایج IPCS را اندازه‌گیری می‎‌کند. نمونه‌هایی از گویه‎‌ها عبارت‌اند از: «من سابقۀ تلفن/کامپیوتر همسرم را بررسی کرده‌ام تا ببینم چه کارهایی انجام داده‌ است» و «من از نرم‎‌افزارهای موبایلی برای ردیابی فعالیت‌های همسرم استفاده کرده‌ام یا به استفاده از آنها فکر کرده‎‌ام». پاسخ‌گویی به مقیاس نیز به شکل طیف لیکرت از 1 (کاملاً مخالفم) تا 5 (کاملاً موافقم) است. نمرات بیشتر نشان دهندۀ سطح بالاتری از سازه IPCS است.

بااین‌حال به‌جز چند مورد، مطالعۀ ویژگی‌های روان‌سنجی IPCS در جوامع مختلف صورت نگرفته است؛ برای مثال مطالعۀ داسیلوا[12] و همکاران (2021) با نسخۀ ترجمه‎‌شده به زبان پرتغالی در برزیل، حاکی‌از ساختار تک‎‌عاملی و روایی هم‌زمان مناسبی با ویژگی‎‌های شخصیتی چهارگانۀ تاریک بود. تحلیل عاملی اکتشافی که در مطالعۀ دیگری روی انگلیسی‎‌زبان‎‌های استرالیا انجام شد، ساختار سه‌عاملی (منفعل، تهاجمی و دوگانه^[13]) را برای مقیاس تعقیب مجازی چندبُعدی [14]همسر شناسایی کرد (March et al., 2022)؛ بنابراین، باوجود نفوذ فضای مجازی در زندگی افراد در سراسر دنیا و تأثیراتی که بر روابط زوجی و به‌تبع آن بر کانون خانواده دارد، اعتباریابی و تطبیق فرهنگی مقیاسی همچون IPCS برای بهره‎‌برداری مشاوران و روان‌شناسان و متخصصان ضروری به نظر می‎‌رسد؛ بنابراین، پژوهش حاضر با هدف مطالعۀ ویژگی‎‌های روان‌سنجی و اعتباریابی مقیاس تعقیب مجازی همسر (Smoker & March, 2017) و انطباق فرهنگی آن با کشور ایران انجام شد.

تعقیب مجازی

توجه محبت‌آمیز مداوم رویکردی پذیرفته‌شده و غالباً مطلوب در روابط عاشقانۀ همسران است (Miller, 2012). رفتارهای عاشقانه مانند هدیه‌دادن، تعقیب و برقراری ارتباط با شریک زندگی می‌تواند ارتباطات عاشقانه بین افراد را بهبود بخشد (Duntley & Buss, 2012)؛ بااین‌حال زمانی که این رفتارها بیش‌ازحد مداوم، مزاحم یا ناخواسته می‎‌شوند، ممکن است به تعریف تعقیب نزدیک شوند (Fox et al., 2011). تعقیب شریک صمیمی زمانی اتفاق می‌افتد که مرتکب، علاقۀ عاشقانۀ خود را به‌منظور به دست ‎‌آوردن، حفظ یا برقراری مجدد رابطه‌ای عاشقانه هدف قرار می‌دهد (Duntley & Buss, 2012). با ظهور اینترنت و شبکه‌های اجتماعی از یک سو فضایی برای فرصت‌های جدید و رشد و پیشرفت و ارتباط برقرارکردن فراهم شده است، اما از طرفی، شاهد پدیده‎‌هایی ازجمله تعقیب مجازی و آزار و اذیت‎‌های روحی و روانی نیز هستیم؛ به‌عبارت‌دیگر، فضای مجازی می‌تواند به‌عنوان نیروی بالقوه خوب دیده شود و از طرفی می‎‌تواند وسیله‌ای برای تعقیب و گریز مجازی، رفتارهای توهین‌آمیز و تهدیدکننده و آزار و اذیت شریک صمیمی تلقی شود و درنتیجه تبعاتی به همراه داشته باشد (Dragiewicz et al., 2018). اگرچه تعقیب مجازی همسر هم برای مرد و هم برای زنِ قربانی جرم در نظر گرفته شده است (Piazza & Ingram, 2015)، احتمالاً واقعیت تعقیب مجازی همسر ممکن است با فرضیات متفاوت باشد. نکتۀ درخور توجه در یکی از تاکتیک‌های رعب‎‌آور استفاده‌شدۀ تعقیب‎‌کننده‎‌ها این است که به قربانی این احساس را بدهند که حریم خصوصی، ایمنی و امنیت ندارند و همه‌چیز را دربارۀ وی می‌دانند و می‌بینند (Bailey et al., 2023). این در حالی است که خشونت می‎‌تواند صمیمیت زناشویی را از بین ببرد و این مفهوم زمانی عمیق‎‌تر می‎‌شود که خشونت دیجیتالی و مجازی می‎‌شود و در بُعد زمان و مکان گسترش می‎‌یابد (Hearn et al., 2023)؛ به‌عبارت‌دیگر، ویژگی اصلی ماهیت ضداجتماعی IPC افزایش توانایی مجرم برای دستکاری، اجبار، کنترل و آزار قربانی بدون محدودیت‌های نزدیکی جغرافیایی است (Sheridan & Grant, 2007; Tokunaga, 2016). هنگامی که جاسوسی می‌خواهد اطلاعاتی دربارۀ شخصی جمع‌آوری کند، سه راه ممکن برای استخراج آن وجود دارد. آنها می‌توانند از راه دور مشاهده کنند، می‌توانند از دستگاه شنود استفاده کنند یا می‌توانند خود را به‌عنوان شخص دیگری برای استخراج آن اطلاعات جا بزنند؛ به همین ترتیب، کسانی که درگیر تعقیب سایبری با شریک صمیمی هستند، ممکن است از این روش‌ها برای کسب اطلاعات دربارۀ وی استفاده کنند (March et al., 2022).

بااین‌حال بسیاری از موارد ممکن است به دلیل ماهیت ناشناس و پنهان این رفتار شناسایی و گزارش نشود (Sheridan & Grant, 2007). صفات تاریک شخصیت به‌ویژه خودشیفتگی آسیب‎‌پذیر، روان‌پریشی ثانویه و سادیسم، پیش‌بینی‎‌کننده‎‌های مهم IPC هستند (Duffy et al., 2023؛ March et al., 2020). ویژگی‌های مرزی و حساسیت به طرد نیز در ارتکاب این رفتار نقش دارند (Duffy et al., 2023). با خودشیفتگی آسیب‌پذیر و سادیسم کلامی مستقیم، IPC را در زنان پیش‌بینی می‌کند، درحالی‌که روان‌پریشی ثانویه نیز در مردان پیش‌بینی می‌شود (March et al., 2020). انگیزه‌های اجتماعی و زمینه‌های رابطه (کوتاه‌مدت در مقابل بلندمدت) بر رفتارهای IPC تأثیر می‌گذارند، به‌طوری‌که زنان بیشتر از تاکتیک‌های تهاجمی برای حفظ و دستیابی به همسر استفاده می‌کنند (March et al., 2022). افزایش فناوری و اتکا به آن برای دسترسی به اطلاعات و ارتباطات شخصی، فرصت‌هایی را برای تعقیب سایبری شریک صمیمی (IPC) افزایش داده است (Tokunaga, 2016, 2011). بااین‌حال مطالعات عمدتاً پیش‌بینی‌کننده‌های رفتار سنتی و آشکار تعقیب را در نظر گرفته است (Duntley & Buss, 2012) و تحقیقات اندکی ماهیت منحصربه‌فرد IPC و چرایی آن را بررسی کرده‎‌اند.

روش

پژوهش حاضر ازنظر هدف، بنیادی است و از جهت گردآوری داده، توصیفی_پیمایشی و ازلحاظ تحلیل داده‎‌ها از نوع همبستگی (تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی) بود. جامعۀ آماری شامل معلمان متأهل استان زنجان بود. باتوجه‌به اینکه در تحلیل معادلات ساختاری معمولاً حداقل و کف تعداد نمونه را 200 نفر در نظر می‎‌گیرند (Schumacher & Lomax, 2010)، با هدف ارتقای توان آماری آزمون مدنظر و نیز بالابردن اعتبار بیرونی پژوهش تعداد 404 معلم متأهل که شامل 279 زن و 125 مرد بود، با روش نمونه‎‌گیری در دسترس به‎‌عنوان نمونه انتخاب و به سؤالات مقیاس‎‌ها به‎‌صورت الکترونیکی پاسخ دادند که از این تعداد 202 نمونه در تحلیل عاملی اکتشافی و 202 نمونه نیز در تحلیل عاملی تأییدی مطالعه شد.

روال کار بدین صورت بود که ابتدا به ترجمۀ فارسی گویه‎‌های مربوط به متغیرهای‎‌ پژوهش با روش بازگشتی اقدام شد و دو نفر از اساتید رشتۀ مشاوره و همچنین دو نفر متخصص زبان‌شناسی مطابقت فرهنگی گویه‎‌ها و روایی صوری و محتوایی را بازبینی و تأیید کردند و پس از اخذ مجوز‎‌های لازم از شورای تحقیقات ادارۀ کل آموزش‌وپرورش استان زنجان، لینک پرسش‌نامه برای مطالعۀ مقدماتی پایایی در اختیار 60 نفر از معلمان قرار گرفت. پس از قابل‎‌قبول بودن نتایج مطالعۀ مقدماتی، لینک در اختیار معلمان در مدارس استان قرار گرفت؛ درنهایت تعداد 404 پرسش‌نامه برای تجزیه‌وتحلیل نهایی استفاده شد. در راستای رعایت اخلاق پژوهشی به شرکت‎‌کنندگان دربارۀ اهداف پژوهش و نیز محرمانه‌بودن اطلاعات و پاسخ‎‌ها آگاهی داده شد و پرسش‎‌نامه‌ها که به‎‌صورت خودگزارشی و بدون درج نام و مشخصات هویتی بود در اختیار آنها قرار گرفت. همچنین تأکید شد چنانچه شرکت‎‌کننده‎‌ای مایل به اطلاع از نتایج پژوهش باشد، ازطریق ایمیلی که به‌صورت اختیاری در پرسش‌نامه ثبت می‎کند، در اختیارش قرار داده شود.

برای تحلیل داده‎‌ها نیز از شاخص‎‌های توصیفی، ضریب همبستگی پیرسون و تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی و سایر روش‎‌ها با کمک نرم‎‌افزارهای SPSS27، AMOS26 استفاده شد.

ابزارها

مقیاس تعقیب مجازی همسر (IPCS)

 این مقیاس خود‎‌گزارشی را اسماکر و مارک (2017) با اقتباس از گویه‎‌های مربوط به رفتارهای پیگیرانۀ همسر و غیر‎‌همسر موجود در مطالعات قبلی مانند مک‎‌کئون و همکاران (2015)، توکوناگا (2011) و نیز تعریف حقوقی رفتارهایی که در قانون اعمال مجرمانه ویکتوریا (1985) تعقیب مجازی محسوب می‎‌شوند، طراحی و ساخته‌اند. نسخۀ اصلی این مقیاس شامل 21 گویه بوده و از ساختارتک‎‌عاملی با روایی مطلوب برخوردار است. نمره‎‌گذاری مقیاس به شکل طیف لیکرت از 1 (کاملاً مخالفم) تا 5 (کاملاً موافقم) بوده و فاقد نمرۀ معکوس است. نمرات بیشتر نشان‌دهندۀ سطح بالاتری از سازه IPCS است. پایایی این مقیاس در مطالعۀ اصلی 92/0 محاسبه شد و در مطالعۀ حاضر به‌عنوان نخستین مطالعه در ایران، این مقدار 93/0 به دست آمد.

مقیاس اعتماد زناشویی (TCR[15])

رمپل[16] و همکاران (1985) پرسش‌نامۀ اعتماد را به‌منظور سنجش اعتماد بین زوجین طراحی و تدوین کرده‌اند. این پرسش‌نامه دارای 18 گویه و سه مؤلفۀ پیش‎‌بینی‌پذیری، قابلیت اعتماد، و وفاداری است و براساس طیف لیکرت 7درجه‎‌ای از کاملاً مخالفم (1) تا کاملاً موافقم (7) و با گویه‎‌هایی به سنجش اعتماد بین زوجین می‎‌پردازد؛ مانند (همسر من قابل‌اعتماد است و من اجازه می‌دهم که او کارهایی انجام دهد که همسر دیگران آنها را تهدید‎‌آمیز می‎‌دانند). دامنۀ امتیاز این مقیاس بین 18 تا 126 است ونمره‎‌گذاری گویه‎‌های ۱۸، ۱۴، ۶، ۵، ۴ به‌صورت معکوس انجام می‎‌گیرد. کسب نمرۀ پایین در این مقیاس نشان‌دهندۀ عدم اعتماد و نمرۀ بالا اعتماد به همسر را نشان می‎‌دهد. پایایی این مقیاس در مطالعۀ اصلی 89/0 برآورد شد. در پژوهش زارعی و همکاران (1390) پایایی این مقیاس ازطریق ضریب آلفای کرونباخ با مقدار 81/0 مطلوب ارزیابی شد. در پژوهش فرزادی و همکاران (1395) روایی محتوایی و صوری و ملاکی این پرسش‌نامه مناسب ارزیابی گردید و ضریب آلفای کرونباخ برای این پرسش‌نامه 86/0 برآورد شد. در مطالعۀ حاضر نیز ضریب آلفای کرونباخ 91/0 به دست آمد.

یافته‎‌ها

اطلاعات جمعیت‎‌شناختی شرکت‎‌کنندگان در پژوهش حاضر بدین صورت بود که شامل 279 زن و 125 مرد با میانگین سنی 40/40 و انحراف معیار47/7 برای زنان و 40/39 و انحراف معیار 27/8 برای مردان بود. میانگین مدت زمان تأهل 69/14 با انحراف استاندارد 31/8 بود. ازنظر تعداد فرزندان نیز 28درصد آزمودنی‌ها دارای یک فرزند، 41درصد دارای دو فرزند و 10درصد نیز دارای سه فرزند بودند که بیشترین سهم، مربوط به تعداد دو فرزند بود. بررسی آمار توصیفی گویه‎‌های متغیر IPC نشان داد که میزان کجی و کشیدگی بیشتر گویه‎‌ها تقریباً در بازۀ 3± است که نشان داد انحراف شدیدی در توزیع متغیرها از حالت نرمال وجود ندارد. اگرچه مقادیر کشیدگی گویه‎‌های 9 و 18 در بازۀ 3± نرمال قرار نداشت، بااین‌حال میزان کجی و کشیدگی کلی مقیاس در بازۀ نرمال قرار داشت. همچنین مشخص شد که میانگین و انحراف استاندارد نمرات زنان در مقیاس IPC به ترتیب برابر 91/33 و 49/12 بود و این مقدار برای مردان برابر51/36 و 89/14 بود.

به‌منظور بررسی ساختار عاملی و روایی سازۀ مقیاس تعقیب مجازی همسر، از تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی استفاده شد. بدین هدف ابتدا از آزمون کایزر-میر-اولکین ^[17] و بارتلت ^[18] برای بررسی کفایت نمونه و غیرواحد بودن ماتریس همبستگی استفاده شد. نتایج نشان داد که مقدار شاخص KMO برابر با 94/0 ‎است. هرچه اندازۀ شاخص KMO به 1 نزدیک‎‌تر باشد، کفایت نمونه‎‌گیری بهتری در انتخاب معرف‎‌ها (متغیرهای آشکار) وجود داشته است و مقادیر بین 8/0 و 9/0 نیز در حد خیلی‎‌خوب ارزیابی می‎‌شوند (Kaiser, 1974). همچنین مقدار آماره آزمون بارتلت 36/4565 محاسبه شد که در سطح 001/0>p معنادار است. این نشان می‎‌دهد که همبستگی داده‎‌ها در جامعه صفر نیست و فرض همانی‌بودن ماتریس همبستگی بین متغیرها رد می‎‌شود؛ درنتیجه هر دو شاخص حاکی‌از مناسب‌بودن انجام تحلیل عاملی برای داده‌های پژوهش است. نتایج تحلیل عاملی اکتشافی نیز نشان داد که از 21 عامل اندازه‎‌گیری‎‌شده در مقیاس، تنها ارزش ویژۀ عامل 3 بیشتر از 1 است (106/3) و این عوامل 36/60درصد کل واریانس متغیرها را تبیین می‎‌کنند. نتیجۀ چرخش واریماکس نشان داد که بارهای عاملی همه گویه بیشتر از 40/0 است. بدین صورت که بیشترین بار عاملی مربوط به گویه 4 و 13 (87/0) و کمترین بار عاملی متعلق به گویه 2 (32/0) است. گویه‎‌های 2 و 7 به دلیل بار عاملی پایین و متقاطع و نیز همبستگی پایین با نمرۀ کل، برای حذف انتخاب شدند و 19 گویه مقیاس در قالب سه عامل رصد، اقدام و کنترل نام‎‌گذاری شدند. (جدول 1)

از نمودار سنگ‎‌ریزه نیز برای تأیید تعداد عوامل استفاده شد که نشان می‎‌دهد سهم عامل اول در واریانس کل متغیر‎‌ها چشمگیر است؛ اما شیب نمودار بعد از عامل 3 از بین می‎‌رود و درواقع فلات نمودار از عامل 3 شروع می‎‌شود. (شکل 1)

جدول 1- شاخص‎‌های توصیفی گویه‎‌ها و عوامل استخراج‎‌شده IPCS با روش PC

Table 1- Descriptive statistics of items and extracted factors of the IPCS using PC method

شکل 1- نمودار سنگ‎‌ریزه IPCS برای تعیین تعداد عوامل قابل‌استخراج

Fig 1- Scree plot of the IPCS for determining the number of extractable factors

برای اجرای تحلیل عاملی تأییدی و آزمون اینکه مدل اندازه‎‌گیری تعقیب مجازی همسر از برازش مناسبی برخوردار است، از سه شاخص برازش مطلق^[19]، تطبیقی^[20] و مقتصد^[21] به کمک نرم‌افزار ایموس استفاده شد. برازش مدل با داده‎‌ها در دو نوبت انجام شد. در مرحلۀ اول مدل 21گویه‎‌ای برای اطمینان از حذف گویه‎‌های 2 و 7 برازش داده شد که بار عاملی پایین این دو گویه که کمتر از 40/0 بود، شرایط حذف این دو گویه را فراهم کرد تا شاخص‎‌های برازش بهبود یابد. کاهش خطاهای اندازه‌گیری مربوط به اثر متغیرهای مزاحم بین چندین خطا با برقراری ‌کوواریت‌ نیز به افزایش اعتبار مدل کمک کرد (شکل 2)؛ بنابراین با‌توجه‌‌به ‌جدول 2 و‌ همچنین ‌باتوجه‌به مقادیر بحرانی برای شاخص‎‌های به‌دست‌آمده مشخص شد که مدل اصلاح‎‌شده 19‎‌گویه‎‌ای برازش مناسبی با داده‎‌ها دارد.

شکل 2- مدل اندازه‎‌گیری IPCS با استفاده از تحلیل معادلات ساختاری در حالت تخمین استاندارد

Fig 2- Measurement model of the IPCS using Structural Equation Modeling (SEM) with standardized estimates

جدول 2- شاخص‌های برازش مدل اندازه‌گیری

Table 2- Fit indices of the measurement model

*(Hu & Bentler, 1999; Kline, 2023; Marsh et al.,2004)

 برای بررسی روایی ملاکی IPCS، همبستگی مؤلفه‎‌های مقیاس با مقیاس‎‌ اعتماد زناشویی محاسبه شد. نتایج حاکی‌ازآن بود که بین متغیر تعقیب مجازی همسر و اعتماد زناشویی همبستگی منفی و معنادار وجود دارد (38/0-=r). همبستگی مؤلفه‎‌های مقیاس IPC با مؤلفه‎‌های اعتماد زناشویی نیز منفی و معنی‎‌دار است که نشان می‎‌دهد مقیاس از روایی ملاکی برخوردار است. (جدول 3)

جدول3- آمار توصیفی و ماتریس همبستگی متغیرها

Table 3- Descriptive statistics and correlation matrix of variables

(** همبستگی در سطح 01/0 معنی‎‌دار است)، (* همبستگی در سطح05/0 معنی‎‌دار است)

داده‎‌های جدول 4 نشان می‎‌دهد که پایایی و همسانی درونی سازه IPC در هر دو روش آلفای کرونباخ و دونیمه‎‌سازی برای کل سازه و نیز در تمامی مؤلفه‌ها بالاتر از 0.7 و مناسب است (Nunnally & Bernstein, 1994). پایایی ترکیبی سازه در کل نمونه 0.87 و برای گروه زنان و مردان به ترتیب 0.87 و 0.88 به دست آمد. شاخص متوسط واریانس مستخرج^[22] (AVE)، که از تقسیم مجموع توان دوم بارهای عاملی بر تعداد گویه‎‌ها به دست آمد، برای کل نمونه 45/0 است؛ بنابراین، روایی همگرا براساس این شاخص در سطح سازه تأیید می‎شود. ریشۀ دوم شاخص AVE در کل نمونه نیز 68/0 محاسبه شد که از مقادیر همبستگی مقیاس IPC با سایر متغیرهای این پژوهش (جدول 3) بالاتر بوده و حاکی‌از روایی تشخیصی سازه است (Voorhees et al., 2016).

 جدول 4- آماره‎‌های آلفا، دونیمه‎‌سازی، پایایی ترکیبی و شاخص AVE

Table 4- Cronbach’s alpha, split-half reliability, composite reliability, and AVE index

 سنجش تغییرناپذیری ساختار عاملی ازطریق تحلیل عاملی چندگروهی انجام شد. این روش حالت بسط‎‌یافتۀ تحلیل عاملی تک‎‌گروهی است که در آن، تغییرناپذیری شاخص‎‌های برآوردشده برای بیش از یک گروه آزمون می‎‌شود (Byrne, 2006). بررسی تغییرناپذیری اندازه‎‌گیری براساس جنسیت با سنجش شاخص‎‌های 2Δχ، ΔCFI و  ΔRMSEAصورت گرفت. عدم معناداری 2Δχ، ΔCFI < .01 وΔRMSEA < .015 بیانگر تغییرناپذیری اندازه‎‌گیری است (Chen, 2007). برای انجام این کار مدل محدودشده به تساوی بارهای عاملی با مدل بدون محدودیت مقایسه شد. سپس الگوی محدودشده به تساوی بارهای عاملی و کوواریانس با الگوی صرفاً محدودشده به تساوی بارهای عاملی مقایسه شد و درنهایت الگوی محدودشده به تساوی بارهای عاملی، کوواریانس و باقی‌ماندۀ خطا با الگوی صرفاً محدودشده به تساوی بارهای عاملی و کوواریانس مقایسه شد. نتایج نشان داد که بین دو گروه زن و مرد ازنظر بارهای عاملی، کوواریانس و باقی‌ماندۀ خطا تفاوت معناداری وجود ندارد.

مقایسۀ گروه مردان با زنان براساس نمرۀ کل مقیاس IPC و خرده‌مقیاس‌های آن با استفاده از آزمون تحلیل واریانس یکراهه (ANOVA) (جدول 5) مشخص کرد که بین دو گروه در نمرۀ کل مقیاس و همچنین در خرده‌مقیاس‌های رصد و اقدام تفاوت معناداری (05/0

P ) بود.

جدول 5- خلاصۀ نتایج آزمون تحلیل واریانس یکراهه در مقایسۀ گروه زنان و مردان

Table 5- Summary of the results of ANOVA comparing women and men groups

بحث و نتیجه‌

هدف پژوهش حاضر انطباق‎‌پذیری مقیاس تعقیب مجازی شریک صمیمی IPCS (Smoker & March, 2017)، بررسی ویژگی‎‌های روان‌سنجی و تغییرناپذیری آن براساس جنسیت در بین افراد متأهل جامعۀ ایران بود. در مطالعۀ حاضر پس از ترجمۀ گویه‎‌های فارسی با روش برگشتی توسط متخصصان در حوزۀ زبان‌شناسی و مشاوره، روایی صوری و محتوایی توسط دو نفر از اساتید رشتۀ مشاوره بازبینی و تأیید شد. نتایج آزمون کایزر-میر-اولکین کفایت نمونه برای اجرای تحلیل عاملی را تأیید کرد و آزمون کرویت بارتلت غیرواحد بودن ماتریس همبستگی را نشان داد. طبق نتایج تحلیل عاملی اکتشافی و بهره‎‌گیری از روش تحلیل مؤلفه‎‌های اصلی، گویه‎‌های مقیاس درمجموع روی سه عامل با مقادیر ویژه بالای 1، بار داشتند که درمجموع 60درصد کل واریانس متغیرها توسط این سه عامل تبیین می‎‌شد. طبق نتایج چرخش واریماکس، گویه‎‌های 2و 7 به دلیل بار عاملی متقاطع و همبستگی پایین با نمرۀ کل و نیز بارعاملی پایین در مرحلۀ تحلیل عاملی تأییدی حذف شدند. به نظر‎‌می‎‌رسد باتوجه‌به اینکه در این دو گویه هدف تعقیب فرد دیگر جز همسر معرفی شده است، پاسخ‎‌دهندگان نظر متفاوتی در رابطه با آن داشته‎‌اند و خود را برای دخالت در امور دیگران محقق نمی‎‌دانستند. 19 گویۀ باقی‎‌ماندۀ مقیاس در قالب سه عامل رصد، اقدام و کنترل قرار گرفتند، درحالی‌که این مقیاس در مطالعۀ نحستین خود توسط اسموکر و مارک (2017) از ساختار تک‎‌عاملی برخوردار بود. مطالعۀ داسیلوا و همکاران (2021) نیز با نسخۀ ترجمه‎‌‌شده به زبان پرتغالی در برزیل حاکی‌از ساختار تک‎‌عاملی IPCS بود؛ بااین‌حال تحلیل عاملی اکتشافی که در مطالعۀ مارک و همکاران‌ (2022) روی انگلیسی‌زبان‎‌های استرالیا انجام شد، ساختار سه‌عاملی را نشان داد و نام‎‌گذاری عوامل در مقیاس کوتاه تعقیب مجازی چندگانه همسر توسط مارک و همکاران (2022) به‌صورت منفعل، تهاجمی و دوگانه بود. دلیل نام‌گذاری متفاوت عوامل در مطالعه حاضر، ترکیب متفاوت گویه‎‌ها در ساختار عاملی و انطباق محتوایی و فرهنگی بیشتر آن بود؛ بااین‌وجود این فرضیه تقویت می‎شود که مقیاس IPC یک آزمون بسته به فرهنگ است؛ یعنی می‎‌تواند در نمونه‎‌هایی با ویژگی‎‌های فرهنگی گوناگون ساختار عاملی متفاوتی را به دست دهد. در تبیین این ادعا می‎‌توان گفت که جوامع ازحیث قوانین، فرهنگ و کیفیت ارتباطات با همسر و میزان دسترسی به فناوری‎‌ها از همدیگر متفاوت هستند. طبیعی است که ازنظر ارتکاب رفتار تعقیب مجازی بین جوامع فردگرا با جمع‎‌گرا و نیز بین جوامعی که مردسالاری در خانواده‎‌ها حاکم است با سایر جوامع تفاوت باشد و مفهوم‎‌سازی آن متمایز باشد؛ برای مثال در جامعه‎‌ای ممکن است به دلیل فرهنگ قالب خود شاهد رفتارهای متعصبانۀ بیشتر زوجین به هم باشد و رفتارهای مراقبتی و نظارتی بیشتری را نشان دهند یا اینکه شاهد کیفیت متفاوت رفتارهای تعقیب مجازی همسر در بین زن‎‌ها در مقایسه با مردها باشیم (Smoker & March, 2017). از دیدگاه تکاملی نیز، این نظریه مطرح است که تعقیب مجازی شریک صمیمی ممکن است یک راهبرد در انتخاب جفت باشد که توسط هر دو جنس، اما به‌طور خاص در زنان برای جلوگیری از اشتباه انتخاب جفت صورت می‎‌گیرد؛ زیرا اشتباهات انتخاب جفت برای زنان پرهزینه‎‌تر خواهد بود (Trivers, 1972)؛ بنابراین، ممکن است آنها تمایل بیشتری به تعقیب مجازی شریک زندگی خود در کوتاه‌مدت و نیز در بلندمدت داشته باشند (March et al., 2022). به نظر می‎‌رسد تعقیب مجازی همسر می‌تواند فرصت نسبتاً کم‎‌خطری برای به دست آوردن اطلاعات دربارۀ همسر فراهم کند؛ اطلاعاتی که می‎‌تواند به قدری برای زنان ارزشمند باشد که آنها را به سمت دسترسی به حریم خصوصی همسرشان سوق دهد. طبق یافته‎‌های پژوهش حاضر تفاوت بین زنان و مردان در ارتکاب رفتار تعقیب مجازی همسر معنادار نبود؛ بااین‌وجود در خرده‌مقیاس کنترل، تفاوت بین دو گروه معنادار بود. بدین صورت که میانگین این رفتار در مردان مطالعه‌شده در مقایسه با زنان نسبتاً بیشتر بود که می‎‌تواند به دلیل ماهیت آشکار و تهاجمی اقدامات در این خرده‌مقیاس باشد. همچنین، به نظر می‌رسد نگرانی و حساسیت محسوس‌تر مردان در حفظ جایگاه و شأن خانواده و فرهنگ مردسالارانۀ غالب در مناطق مطالعه‌شده، مردان را برای ارتکاب این رفتارها مستعدتر ساخته است.

اجرای تحلیل عاملی تأییدی در مطالعۀ حاضر نیز مشخص کرد که مدل سه‎‌عاملی این مقیاس از برازش قابل‎‌قبولی برخوردار است؛ بنابراین، مقیاس IPCS و از روایی سازه برخوردار است که نشان می‎‌دهد، داده‎‌های تجربی گردآوری‎‌شده در مطالعۀ حاضر روایی سازه مطلوبی را برای این مقیاس در جامعۀ مطالعه‌شده نشان می‎‌دهد. میزان آلفای کرونباخ این مقیاس 93/0 بود که حکایت از همسانی درونی بالا در این مقیاس داشت. این یافته‎‌ها گویای قابلیت سنجش باثبات IPCS  در شرایط مشابه است. شاخص میانگین واریانس مستخرج (AVE)، گویای روایی همگرا در سطح سازه است و می‎‌توان گفت که 45/0 درصد از واریانس توسط این سازه تبیین شده است. معمولاً مقادیر AVE بزرگ‌تر از 5/0 قابل‌قبول هستند؛ بااین‌حال اگر مقادیر پایایی ترکیبی از 60/0 بالاتر باشد، مقادیر AVE زیر 50/0 نیز مناسب فرض می‎‌شود (Fornell & Larcker, 1981; Lam, 2012)؛ یعنی سازۀ تعقیب مجازی همسر در مقایسه با دیگر متغیر‎‌های مطالعه‌شده در تبیین واریانس نمره‎‌های مشاهده‎‌شده نقش مؤثرتری داشته است. همچنین ریشۀ دوم شاخص AVE گویای روایی تشخیصی قابل‎‌قبول سازه بود؛ یعنی مقیاس تعقیب مجازی همسر خصیصۀ روان‌شناختی متمایزی را در مقایسه با دیگر متغیرهای مطالعه‌شده در پژوهش حاضر اندازه‎‌گیری می‎‌کند.

آزمون تغییرناپذیری ساختار عاملی براساس جنسیت با روش تحلیل عاملی چندگروهی نشان داد که دو گروه زن و مرد ازنظر بارهای عاملی، کوواریانس و باقی‌ماندۀ خطا تفاوت معناداری با هم ندارند و براساس عدم معناداری آزمون تفاوت کای دو و سایر شاخص‎‌های برازش ازجمله ΔCFI که کمتر از 01/0 است و ΔRMSEA که کمتر از 015/0 است‌، می‌توان گفت به ازای تمام مدل‎‌های ارائه‎‌شده تغییرناپذیری برقرار است. این به معنی یکسان‌بودن ساختار عاملی در هر دو گروه است و معنای گویه‎‌ها برای زنان و مردان یکسان است؛ بنابراین، این ابزار قابلیت کاربرد در دو گروه زن و مرد را دارد. همبستگی منفی و معنادار تعقیب مجازی همسر با اعتماد زناشویی نیز روایی ملاکی ابزار را تأیید کرد؛ یعنی هرچقدر اعتماد بین زوجین پایین‌تر باشد، رفتار تعقیب مجازی بیشتر است و بالعکس.

به‌طورکلی، یافته‎‌های پژوهش حاضر نشان داد که نسخۀ فارسی IPCS یک ابزار با پایایی و روایی مطلوب است که ضمن پرکردن خلأ ابزاری و پژوهشی و کمک به غنای ادبیات پژوهشی در این حوزه، می‎‌تواند مورد استفادۀ متخصصان برای اجرای مداخلات آموزشی و درمانی و کمک به ارتقای سلامت روان خانواده‌ها و جامعه باشد. این مقیاس می‌تواند به‌عنوان ابزار ارزیابی در مشاوره و درمان زوجین استفاده شود تا رفتارهای تعقیب مجازی شناسایی و بررسی شوند و مداخلات هدفمندی برای کاهش رفتارهای تعقیب مجازی و افزایش اعتماد زناشویی طراحی و اجرا شود. افزایش آگاهی عمومی از خطرات و عواقب تعقیب مجازی می‌تواند به کاهش این رفتارها کمک کند و ارائۀ دوره‌های آموزشی برای مشاوران و روان‌درمانگران در زمینۀ شناسایی و درمان تعقیب مجازی می‌تواند به بهبود روابط زناشویی کمک کند. مطالعۀ حاضر با محدودیت‎‌هایی نیز مواجه بود؛ نخست، نمونه‌گیری به قشر خاص و مناطق خاصی از ایران محدود شده است و ممکن است نتواند به‌طور کامل نمایندگی از کل جامعه ایران داشته باشد که این موضوع می‌تواند بر تعمیم نتایج تأثیر‎‌گذار باشد. درعین‌حال استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی می‌تواند به برآوردهای مختلفی منجر شود و نیاز به تأیید بیشتری ازطریق مطالعات بعدی دارد. همچنین وابستگی IPCS به فرهنگ ممکن است در محیط‌های فرهنگی مختلف نتایج متفاوتی به دست دهد که این موضوع می‌تواند بر روایی و پایایی ابزار تأثیر بگذارد. همچنین اینکه رفتار تعقیب مجازی باتوجه‌به پیشینه در جوانان بیشتر است و در پژوهش حاضر میانگین سنی آزمودنی‎‌ها در ردۀ میان‌سال قرار داشت که نیازمند بررسی بیشتر است. مطالعات بعدی می‌توانند بر ارتباط تعقیب مجازی همسر با ویژگی‎‌های شخصیتی نظیر صفات تاریک شخصیت و هیجانات و نیز تأثیر آن بر روابط زناشویی تمرکز کنند تا تصویر جامع‌تری از این پدیده به دست آید. بدیهی است مطالعات طولی می‌توانند تأثیرات بلندمدت تعقیب مجازی بر روابط زناشویی و روان‌شناختی افراد را بررسی کنند. مناسب است برای ارتقای اعتبار مقیاس، این مطالعه در خرده‌فرهنگ‎‌های دیگر با ویژگی‎‌های جمعیت‎‌شناختی متفاوت و بر روی نمونه‌های بیشتر و برابر زنان و مردان و همچنین بهره‎‌گیری از مصاحبه و مشاهده رفتار تکرار شود.

تشکر و قدردانی

این مقاله در قالب طرح پژوهشی با شناسۀ اخلاق IR.UMA.REC.1403.040 ثبت شده است و از حمایت مالی دانشگاه محقق اردبیلی برخوردار است. از همۀ کسانی که در این مطالعه مشارکت داشتند، تشکر می‎‌کنیم.

تعارض منافع

یافته‌های این مطالعه هیچ‌گونه تضاد با منافع شخصی یا سازمانی ندارد.

[1] Social Medias

[2] Cyberstalking

[3] intimate partner cyberstalking

[4] Cyberbullying

[5] Trolling

[6] Wilson

[7] Cyber Obsessional Pursuit scale

[8] Spitzberg & Hoobler

[9] McKeon

[10] Tokunaga

[11] Crimes Act of Victoria

[12] Da Silva

[13] passive, invasive, and duplicitous

[14] Multidimension Intimate Partner Cyberstalking

[15] Trust in close relationships

[16] Rempel

[17] Kaiser-Meyer-Olkin

[18] Bartlett

[19] Absolute Index

[20] Comparative Index

[21] Parsimonious Index

[22] Average Variance Extracted (AVE)