تدوین مدل علی پایداری و رضایت زناشویی براساس خصایص زناشویی با میانجی‌گری مدیریت تعارض

تدوین مدل علی پایداری و رضایت زناشویی بر اساس خصایص زناشویی با میانجی‌گری مدیریت تعارض

فرشته اکبری^[1] |  مختار عارفی^[2] |  امید مرادی^[3]

چکیده

هدف از انجام پژوهش حاضر تدوین مدل علی پایداری و رضایت زناشویی بر اساس خصایص زناشویی بامیانجی­گری مدیریت تعارض در معلمان بود. پژوهش حاضر از نظر هدف کاربردی از نوع همبستگی و معادلات ساختاری است. جامعه آماری پژوهش حاضر شامل معلمان زن متأهل مقطع ابتدایی شهر کرمانشاه در سال 1401 بود. جهت انتخاب حجم نمونه بر اساس فرمول کوکران از مدارس ابتدایی کرمانشاه تعداد 35 مدرسه به‌طور نمونه­گیری تصادفی خوشه­ای چندمرحله­ای انتخاب و سپس از بین این مدارس تعداد 250 معلم انتخاب و به پرسش‌نامه­های رضایت زناشویی (MHS) ناتانو و همکاران (1973)، پرسش‌نامه مدیریت تعارض انریچ (1982)، شاخص عدم ثبات زناشویی (MII) ادوارز و همکاران (1987) و پرسش‌نامه خصایص زناشویی کریسماروزن-گراندون (1998) پاسخ دادند. نتایج نشان داد ضرایب همبستگی بین حل تعارض، رضایت زناشویی و پایداری زناشویی با نمره کل ویژگی‌های زناشویی به ترتیب برابر 309/0، 452/0 و 707/0 بوده که در سطح 01/0>P معنی‌دار است. در نتیجه می­توان گفت که مدیریت تعارض به‌عنوان میانجی­گر رابطه پیامدهای مثبت زناشویی بر اساس خصایص زناشویی عمل می­کنند و در مداخلات زناشویی می­توانند هدف درمانی مشاوران خانواده قرار گیرند.

کلیدواژه‌‌ها: پایداری زناشویی، رضایت زناشویی، مدیریت تعارض، خصایص زناشویی

[1]. دانشجوی دکترای تخصصی مشاوره، گروه مشاوره خانواده، واحد سنندج، دانشگاه آزاد اسلامی، سنندج، ایران.

2. نویسنده مسئول: دانشیار، گروه روانشناسی و مشاوره، واحد کرمانشاه، دانشگاه آزاد اسلامی، کرمانشاه، ایران.

                                                                                                                        M.arefi@iauksh.ac.ir

3. دانشیار، گروه مشاوره خانواده، واحد سنندج، دانشگاه آزاد اسلامی، سنندج، ایران.

مقدمه

ازدواج جزو روابط منحصر به فردی است که هریک از زوجین می­توانند عمیق­ترین احساسات را تجربه کنند، ازدواج در عین اینکه می­تواند صمیمانه­ترین و راحت­ترین رابطه ممکن باشد، در همان حال می­تواند صدمات خیلی شدیدی را به زوجین و سایر اعضا خانواده وارد کند (شیری وگودرزی، 1399). پایداری و رضایت بخشی در ازدواج، پیامدهای مثبتی همچون سلامت روانی، سلامت بدنی و رشد را برای زوجین و سایر اعضای خانواده به دنبال دارد (حاتمی ورزنه و همکاران، 1395). پایداری ازدواج به معنای این است که زوجین چه میزان قادرند روابطشان را در برابر تنیدگی­های اجتناب­ناپذیر زندگی به خوبی حفظ و نگهداری کنند (کاسلو و رابینسون،^[1] 1996). درک و شناسایی عوامل مؤثر بر ازدواج­های پایدار و رضایتمند می­تواند الگوی مناسبی برای سایر زوج­ها باشد و به سلامت جامعه کمک نماید (کرایی و همکاران، 1395). گاتمن و گاتمن (2017) مقاومت، صبر و شکیبایی و تعهد وفاداری به همسر و صمیمیت را از جمله عوامل در ایجاد ازدواج پایدار و رضایتمند می­دانند. پژوهش­های کپلر^[2] (2015) نشان می­دهد افرادی که رضایتمندی زناشویی بالایی دارند، طول عمر بالاتری دارند. زندگی زناشویی پایدار تحت تأثیر توانایی تاب‌آوری در برابر تضادها و مشکلات قرار دارد (یزدانی و همکاران، 1399). همچنین پژوهشی یزدانی و همکاران (1399) نشان می­دهد که زندگی زناشویی پایدار تحت تأثیر عواملی چون معیارهای انتخاب همسر، برقراری ارتباط مؤثر بین زوجین قرار دارد.

 رضایت زناشویی، یکی از عوامل پیشرفت و دستیابی به اهـداف زنـدگی زناشویی است که تحـت تأثیر ثبات عاطفی زوجین است، رضایت زناشویی، نشانگر استحکام و کارایی نظام زوجین و یکی از مهم­ترین تعیین‌کننده‌های عملکرد سالم نهاد خانواده است (گریف،^[3] 2000).
رضایت­مندی زناشویی، میزان علاقه زوجین به هم دیگر و نگرش مثبتی است که زوجین نسبت به متأهل بودن دارند، و به عواملی از جمله مسائل شخصیتی، ارتباط، حل تعارض، مدیریت مالی، فعالیت­های اوقات فراغت، رابطه جنسی، فرزندپروری، نقش­های مساوات‌طلبی و جهت­گیری مذهبی وابسته است (پورمیدانی و همکاران 1393). دلپذیری و تواضع و مسئولیت­پذیری در زوجین وظیفه­شناس و قاطعیت در زوجین برونگرا ازجمله عوامل در پایداری و رضایت زندگی زناشویی به شمار می­آیند (نظری و همکاران، 1399).

ازدواج­های با ثبات و با کیفیت تأمین‌کننده سلامت فردی، خانوادگی و اجتماعی­اند، و از سوی دیگر تعارضات زناشویی و طلاق تهدید­هایی جدی برای زندگی زناشویی است که پایداری و کیفیت ازدواج را به چالش می­کشد و منجر به بروز پیامدهای منفی روانی، بدنی، اجتماعی و اقتصادی می­گردد، از جمله این پیامدها تأثیرات منفی هستند که بر سلامت بدنی، افسردگی و بهره­وری پایین در کار اثر می­گذارند (عارفی و محسن زاده، 1395). نوع روابط بین زوجین یکی از متغیرهای مهمی است که همواره مورد توجه پژوهش­گران حوزه ازدواج بوده است. نتایج پژوهش گاتمن و نوتاریوس^[4] (2002) نشان داد وجود تعارضات زناشویی و نداشتن مهارت­های لازم زوجین در حل تعارضات منجر به افزایش روزافزون طلاق در سطح جامعه شده است. اکثر زوجینی که در زندگی زناشویی با هم اختلاف دارند تنها به اشکالات رابطه توجه دارند و در نتیجه از درک سبک­های ارتباطی مثبت همچون ابراز احساسات، احترام متقابل، و پرداختن به حل تعارضات ناتوان‌اند، و این منجر به عدم رضایت زناشویی می­شود (نیک نژاد و عسگری، 1398). در کل با توجه به پژوهش­های در حوزه ثبات و رضایتمندی زناشویی می­توان گفت عدم رضایت زناشویی الزاماً منجر به بی‌ثباتی زناشویی نمی­شود و از طرف دیگر صرف رضایت زناشویی، ثبات زناشویی را تضمین نمی­کند، هرچند که رضایت زناشویی یکی از عوامل ثبات زناشویی است (هراتیان و همکاران، 1399).

فرایندهای تعاملی از جمله عواملی هستند که منجر به رضایت و پایداری زندگی زناشویی می­شوند (پروندی و همکاران، 1395). فرایندهای تعامل زناشویی رفتارهایی هستند که در بافت رابطه و پویایی­های بین فردی محقق می­شوند و در نهایت بر رضایت زناشویی اثر می­گذارند. از جمله فرآیند تعاملی: (الف) مدیریت تعارض (ب) بیان عاطفی (ج) صمیمیت جنسی و روان‌شناختی (عارفی و محسن زاده، 1395). نتایج پژوهش­های هولمن و همکاران^[5] (2001) نشان می­دهد یکی از عوامل مهم در پیش­بینی رضایت و پایداری زناشویی مدیریت تعارض بین زوجین است (ملکی زاده و همکاران، 1395). زوجینی که از الگوهای ارتباط سازنده متقابل همچون مدیریت تعارض در ارتباطاتشان استفاده می­کنند، سعی می­کنند در مورد مشکل و مساله­ای که در حین ارتباط برای آن­ها به وجود آمده بحث و گفتگو کنند و احساسات­شان را نسبت به هم بیان کنند و در نهایت، از زندگی زناشویی خود راضی هستند (هی وی و همکاران،^[6] 1995).

گاتمن (2014) بیان می­دارد مدیریت مثبت تعارض، فضایی را ایجاد می­کند، که طی آن زوجین یک رابطه­ی رضایت­آمیز و باثبات را تداوم می­بخشند. این الگوها به‌نوعی کانال­های ارتباطی هستند که از طریق آن زن و شوهر با یکدیگر تعامل برقرار می­کنند و مجموعه این الگوها شبکه ارتباطی خانواده را تشکیل می­دهند (معصومی و همکاران، 1396). در نتیجه نوع ارتباطات زوجین در طول تعارضات زناشویی برای زوجین و  فرزندان آن‌ها بسیار با اهمیت است (رحیمی و همکاران، 1397). همچنین موفقیت و عدم موفقیت الگوهای تعاملی زوجین به الگوهای تعاملی خانواده آن­ها نیز مرتبط است (کرودوت و لدبتر،^[7] 2007). یکی از ملزومات کمک به زوج­ها برای حل تعارضات زناشویی به‌عنوان یکی از عوامل فرآیندهای تعاملی زوجین شناخت عوامل و علل مؤثر بر نارضایتی و رضایت زناشویی است و رضایت با نارضایتی زناشویی تحت تأثیر عوامل متعددی از جمله نحوه تفکر، ادراک فرد از خود و دیگران، انتظارات فرد از زندگی، ویژگی­های شخصیتی و هیجانات قرار دارد (سلیمانیان و محمدی، 1388)؛ بنابراین، مدیریت تعارض یکی از عوامل مؤثر و قوی بر رضایت زناشویی است (گاتمن،2014). بین مهارت­های ارتباطی زوجین و مدیریت حل تعارض رابطه معناداری وجود دارد (ابراهیم پوردلاور و همکاران، 1398).

 فرایندهای تعاملی به‌طور مستقیم می‌توانند بر ایجاد رضایت­مندی و پایداری زناشویی نقش داشته باشند (عارفی و محسن زاده، 1395). فرآیندهای تعاملی همچون مدیریت تعارض (یوسفی و همکاران، 1395) با خصایص زناشویی همچون تعهد زناشویی نیز ارتباط دارد. خصایص زناشویی مجموعه ویژگی­هایی است که باعث بالا رفتن کیفیت روابط زناشویی می­شود و شامل عشق، وفاداری و ارزش­های مشترک است، که در آن تعهد یکی از مهم­ترین مؤلفه‌های وفاداری در یک ازدواج موفق است که بدون آن رابطه زناشویی به‌صورت سطحی و ظاهری خواهد بود و درنتیجه زوجین نخواهند توانست عشق و صمیمیت عمیق خود را که در لوای وفاداری و تعهد به همسر و ازدواج ایجاد می­شود را تجربه نمایند (حسینی و همکاران، 1394). تعهد و وفاداری نیز از جمله عوامل مهم در پایداری و رضایت­مندی زناشویی قلمداد می­شوند (لاور و همکاران^[8]،1990). یکی از مؤلفه‌های مهم و تأثیرگذار ازدواج، کاهش تعارض بین زوجین، احساس امنیت و آرامش و همچنین افزایش میزان تعهد در بین زوجین است (فرج نیا و همکاران، 1393).  

تعهد به معنای تصمیمی عاقلانه است که فرد را نسبت به یک سری اعمال خاص پایبند می­کند، هرچند که در شروع زندگی مشترک زوجین خود را متعهد به هم می­دانند، اما ممکن است که در ادامه زندگی مشترک و در برابر مشکلات و ناملایمات زندگی میزان تعهد آنها به اندازه کافی نباشد (گود، ترجمه داورپناه،1381) و نیرومندترین و پایدارترین عامل پیش­بینی­کننده کیفیت و پایداری زناشویی تعهد است (جان و همکاران^[9]،2017). همچنین می‌توان تعهد را ازخودگذشتگی نسبت به همسر و ناتوانی در ترک رابطه زناشویی دانست (عباسی و همکاران، 1395) و از عوامل مهم و قوی در ایجاد پایداری روابط زناشویی است (موسکو^[10]، 2009). تعهد یکی از مؤلفه‌های ازدواج موفق محسوب می­شود که برای ادامه زندگی زناشویی و ایجاد ارتباط و وابستگی روانی به شریک زندگی ضرورت دارد (آدامز و جونز^[11]،1997). ارزش­های مشترک نیز در این پژوهش شامل حل تعارضات، نقش‌های سنتی جنسیتی- و اولویت­های مهمی که در جایگاه مذهبی و والدگری قرار می­گیرد که در کسب احساس رضایت زوجین از زندگی مشترک دخیل هستند. با توجه به اینکه پژوهش­های دیگر روابط را به‌صورت خطی و رگرسیونی بررسی کردند، پژوهش حاضر به دنبال روابط چندگانه و غیرمستقیم خصایص با پیامدهاست که به نقش واسطه­ای مدیریت تعارض می­پردازد. بنابراین، پژوهش حاضر قصد دارد به این سوال پاسخ دهد که آیا بر اساس خصایص زناشویی با میانجی­گری مدیریت تعارض می­توان پایداری و سازگاری زناشویی را مدل یابی نمود؟

روش پژوهش

پژوهش حاضر توصیفی از نوع همبستگی و معادلات ساختاری است. جامعه آماری پژوهش حاضر شامل معلمان زن متأهل مقطع ابتدایی کرمانشاه در سال 1401 است که تعداد آنان 250 نفر است. جهت انتخاب حجم نمونه بر اساس فرمول کوکران از تعداد کل مدارس ابتدایی کرمانشاه تعداد 35 مدرسه به‌طور نمونه‌گیری تصادفی خوشه­ای چندمرحله‌ای انتخاب و از میان معلمان متأهل به‌طور تصادفی 250 نفر انتخاب گردیدند. با استفاده از ابزار پرسش‌نامه و جمع‌آوری داده­های کمی به کمک آزمون­های آماری و نرم‌افزار PLS روابط بین متغیرهای رضایت زناشویی و پایداری زناشویی و خصایص زناشویی با فرآیندهای تعاملی به لحاظ نقش میانجی­گری مورد بررسی قرار گرفت. در پژوهش حاضر از ابزارهای زیر استفاده شد.

پرسش‌نامه رضایت زناشویی (MHS)

آزمون رضایت زناشویی توسط ناتان و همکاران (1973) برای اندازه گیری سطح رضایت زناشویی در زمان اجرای آزمون تهیه شد. این آزمون بر اساس طیف درجه‌بندی از کاملاً ناراضی تا کاملاً راضی است و برای مشخص نمودن مسئولیت­ها و تعیین میزان رضایت زن و شوهر مناسب می‌باشد (آذرین و همکاران، 1973). این آزمون شامل 10 سؤال 10 گزینه­ای است که مسئولیت نسبت به خانواده، پرورش و تربیت فرزندان، فعالیت­های اجتماعی، پول، ارتباط کلامی (گفت و شنود) و غیرکلامی، روابط جنسی، پیشرفت تحصیلی (شغلی)، استقلال خود، استقلال همسر و خرسندی را اندازه‌گیری می‌کند. این آزمون توسط (امین پور و آذری 1392) بر روی 440 نفر مورد هنجاریابی قرار گرفت. اعتبار آزمون با استفاده از روش آلفای کرونباخ 981/0 به‌دست آمد (امین پور و آذری 1392). روایی آزمون بر اساس روش تحلیل مؤلفه­های اصلی و با استفاده از چرخش واریماکس، بعد از 25 بار چرخش 1عامل از آزمون استخراج شد این عامل به تنهایی 34 /18 درصد واریانس کل آزمون را تبیین می­کند. همه سؤال­های آزمون با نمره کل ضریب همبستگی بیشتر از 40/0 داشتند و هیچ سؤالی از فرم نهایی آزمون حذف نشد (امین پور و آذری 1392). در این پژوهش ضریب آلفای همسانی درونی برای رضایت زناشوی 854/0 به‌دست آمد.

پرسش‌نامه مدیریت تعارض

در پژوهش حاضر جهت سنجش مدیریت تعارض از خرده مقیاس مدیریت تعارض پرسش‌نامه انریچ (1982) استفاده شد. خرده مقیاس‌های مدیریت تعارض شامل پذیرا بودن و تمایل فرد در حل تعارض به‌طور سازنده است. ضریب آلفای همسانی درونی برای حل تعارض 75/0 در یک نمونه 1344 نفره گزارش شده است. پایایی به شیوه آزمون- با آزمون در نمونه‌ای 115 نفره بعد از چهار هفته 90/0 به‌دست آمده است. در این پژوهش ضریب آلفای همسانی درونی برای خرده مقیاس 742/0 به‌دست آمد.

پرسش‌نامه پایداری زناشویی (MII)

شاخص عدم ثبات زناشویی توسط ادواردز و همکاران (۱۹۸۷) ساخته شده است. شاخص بی­ثباتی ازدواج یک ابزار ۱۴ سؤالی است که برای اندازه­گیری عدم ثبات زناشویی و خصوصاً مستعد طلاق بودن تدوین شده است. این ابزار متکی بر این نظر است که برای ارزیابی بی­ثباتی و خطر بالقوه طلاق زن و شوهر باید هم شناخت و هم رفتار به حساب آورده شود. شاخص بی‌ثباتی ازدواج اولین بار ۱۹۸۰ در مورد ۲۰۳۴ زن و مرد متأهل زیر ۵۵ سال و با ۱۵۷۸ (%78) از این نمونه در سال ۱۹۸۳ بکار گرفته شد. عملاً هیچ هنجار و یا اطلاعات جمعیت‌نگاری دیگری گزارش نشده است. این آزمون در ایران توسط یاری پور (۱۹۷۹) روی ۵۰ زوج متقاضی طلاق در محاکم دادگستری استان قم که به مرکز مداخلات مشاوره خانواده ارجاع داده شده بودند (به‌عنوان گروه آزمایشی) و ۵۰ زوج غیر ارجاعی بر اساس احتمال طلاق بالا (به‌عنوان گروه کنترل) اجرا شد. روش نمونه‌گیری این پژوهش نمونه‌گیری در دسترس بود. جامعه آماری را زوجین متقاضی طلاق ساکن قم (۴۰۰ نفر) با حداقل سه سال زندگی مشترک تشکیل می‌داد. در این پژوهش ضریب آلفای همسانی درونی برای پرسش‌نامه ثبات زناشویی 766/0 به‌دست آمد.

پرسش‌نامه ویژگی­های زناشویی

پرسش‌نامه خصایص زناشویی کریسما روزن-گراندون (1998) یک مقیاس 18 سؤالی است. پرسش­ها در مقیاس شش‌درجه‌ای لیکرت ویژگی­های افراد در ازدواج از قبیل تعهد به زندگی مادام‌العمر، وفاداری و احترام و ارزش­های مشترک را می­سنجد. این پرسش‌نامه در یک مرحله اجرا می­شود به این ترتیب که از پاسخ‌دهندگان خواسته می‌شود میزان اهمیت هریک از این ویژگی­ها را در زندگی شخصی خود و هرکدام از این ویژگی‌ها را با توجه به نمره­بندی لیکرت از 1-6 که به ترتیب از کمترین اهمیت تا پراهمیت است پاسخ دهند. به این ترتیب این پرسش‌نامه شامل دو مقیاس اهمیت و رضایت می­باشد که هر کدام از این مقیاس­ها سه عامل: عشق، وفاداری و ارزش­های مشترک را می­سنجد. ضریب آلفا این پرسش‌نامه برای نمونه 201 نفری از آمریکایی‌ها در مقیاس رضایت 94/0 گزارش شد (روزن- گراندون و همکاران،2004) که روایی بالایی را نشان می‌دهد (انریچ و همکاران، 1982). در فرم فارسی این پرسش‌نامه نمره کل مقیاس با آلفای کرونباخ 92/0 برای نمونه­ای از زن­ها و 94/0 برای مردها محاسبه شد که نشانه همسانی درونی بالای پرسش‌نامه است. روایی محتوایی این پرسش‌نامه با سنجش ضرایب همبستگی بین نمره­های 7 نفر از متخصصان روانشناسی مورد بررسی قرار گرفته است. ضرایب توافق کندال برای وفاداری، عشق و ارزش‌های مشترک به ترتیب 80/0، 61/0، 57/0 محاسبه شده است. در این پژوهش به‌منظور تعیین پایایی پرسش‌نامه‌ها از روش آلفای کرونباخ استفاده گردیده است. میزان آلفای کرونباخ اهمیت وفاداری 83/0، ارزش‌های مشترک 83/0 و عشق 75/0 به‌دست آمد.

یافته‌ها

میانگین و انحراف معیار سنی شرکت­کنندگان در پژوهش به ترتیب 31/32 و 54/3 بود که از این بین حداقل و حداکثر سن افراد به ترتیب 25 و 39 سال بوده است. میانگین و انحراف معیار مدت تأهل در پژوهش به ترتیب 72/6 و 34/2 بود. همچنین میانگین مدت زمان اشتغال نیز 69/5 سال با انحراف معیار 43/3 بود و میانگین تعداد فرزندان نیز 2 فرزند می­باشد. بیش از 55 درصد از شرکت‌کنندگان تحصیلات کارشناسی و 45 درصد دیگر کارشناسی ارشد و دکتری بودند.

جدول 1 شاخص‌های توصیفی و نرمال بودن ابعاد متغیرهای اصلی پژوهش را نشان می‌دهد. با توجه به جدول ملاحظه می‌شود میانگین متغیر حل تعارض برابر 70/23 بوده، همچنین میانگین رضایت زناشویی و پایداری زناشویی به ترتیب برابر 11/73 و 80/48 است. مشاهده می‌شود مقادیر معنی‌داری برای همه متغیرها بیشتر از 05/0 بوده که دلالت بر نرمال بودن داده‌های متغیرهای پژوهش در سطح اطمینان 95 درصد است.

در جدول 2 ضرایب همبستگی بین متغیرهای پژوهش نشان داده شده است. می‌توان مشاهده نمود که ضرایب همبستگی بین ابعاد ویژگی‌های زناشویی با سایر متغیرها مثبت و در سطح 01/0>P خطا معنی‌دار می‌باشند. همچنین ضرایب همبستگی بین حل تعارض، رضایت زناشویی و پایداری زناشویی با نمره کل ویژگی‌های زناشویی به ترتیب برابر 309/0، 452/0 و 707/0 بوده که در سطح 01/0>P معنی‌دار می‌باشند و با توجه به اینکه در حدود 35/0 تا 65/0^[12] قرار دارند لذا شدت آن‌ها در سطح متوسط می‌باشند. بنابراین، می‌توان نتیجه گرفت بین متغیرهای مستقل با متغیرهای میانجی و وابسته پژوهش رابطه مثبت و معنی‌داری وجود دارد.

با استفاده از تحلیل معادلات ساختاری به بررسی کفایت و مناسب بودن مدل مفهومی پژوهش پرداخته شد. به‌منظور تحلیل مدل مفهومی پژوهش از نرم‌افزار اسمارت پی ال اس^[13] نسخه 3.2.8 استفاده شد. مدل‌یابی معادلات ساختاری روش نیرومندی در تحلیل داده‌های چند متغیری می‌باشد. کمترین مجذورات جزئی روش نسبتاً جدیدی از معادلات ساختاری رگرسیونی است. این روش هم برای رگرسیون ساده و هم چند متغیری با چند متغیر وابسته کاربرد دارد. PLS بر اساس برآورد کمترین مجذورات با هدف اولیه بهینه ساختن تبیین واریانس در سازه‌های وابسته مدل‌های معادلات ساختاری است. بر خلاف مدل‌یابی معادلات ساختاری مبتنی بر کوواریانس که میزان برازش مدل مفروض را ارزیابی می‌کند و در نتیجه برآورد مدل در جهت تبیین، آزمون و تائید نظریه است، روش PLS پیش‌بینی مدار بوده، به نظریه قوی نیاز ندارد و به‌عنوان روش ساخت نظریه می‌تواند به کار رود. بر خلاف مدل یابی معادلات ساختاری مبتنی بر کوواریانس، کمترین مجذورات جزئی به‌جای بازتولید ماتریس کوواریانس تجربی، بر بیشترین واریانس تبیین شده متغیرهای وابسته به‌وسیله متغیرهای مستقل تمرکز دارد. همچنین مدل‌یابی مسیر PLS فرض‌های سخت‌گیرانه کمتری در بازه توزیع متغیرها و خطا دارد و وابسته به توزیع نیست و با داده‌های اسمی، ترتیبی و پیوسته به کار می‌رود.

در تدوین مدل اولیه مجموعاً تعداد 52 گویه (18 گویه برای متغیر ویژگی‌های زناشویی، 10 گویه برای متغیر مدیریت تعارض و 24 گویه برای متغیرهای رضایت زناشویی و پایداری زناشویی) وارد^[14] شد. متغیر ویژگی‌های زناشویی دارای سه بعد عشق، وفاداری و ارزش‌های مشترک و همچنین رضایت زناشویی و پایداری زناشویی و متغیر مدیریت تعارض تک‌بعدی بوده که هر کدام با استفاده از گویه‌های مرتبط به خود در مدل رسم شدند. در بررسی اولیه مدل، گویه‌های با بار عاملی کمتر از 5/0 مشخص و از مدل حذف گردید

.

شکل 1 نمودار مدل ساختاری نهایی بر اساس مدل مفهومی با مقادیر AVE^[15] (میانگین واریانس استخراجی^[16])، مقادیر ضرایب مسیر استاندارد و معنی‌داری آن‌ها را نشان می‌دهند. همان‌طور که ملاحظه می‌شود مقادیر AVE برای همه متغیرها بیشتر از مقدار 5/0 بوده و همچنین همه ضرایب مسیر استاندارد در سطح خطای 05/0>P معنی‌دار می‌باشند. حال برای بررسی مدل اندازه‌گیری سایر نتایج نیز مشاهده می‌شوند.

در بررسی مدل‌های بیرونی از سه معیار پایایی، روایی همگرا^[17] و روایی واگرا^[18] استفاده شد. در بخش پایایی لازم است که پایایی در سطح معرف و متغیر مکنون بررسی شود. پایایی معرف از طریق سنجش بارهای عاملی و پایایی متغیرهای مکنون از طریق پایایی ترکیبی^[19] بررسی شد. پایایی در سطح معرف، توان دوم بارهای عاملی گویه‌ها می‌باشد که حداقل باید 5/0 باشد و به این معنی است که حداقل نصف واریانس شاخص توسط متغیر مکنون تبیین شده است. بنابراین، بارهای عاملی بزرگ‌تر از 7/0 مطلوب است و بارهای زیر 4/0 لازم است که حذف شوند. بارهای عاملی بین 4/0 و 7/0 را درصورتی‌که با حذف آن‌ها مقدار روایی همگرا (AVE) افزایش یابد می‌توان حذف کرد. با توجه به اینکه گویه‌های متغیرهای مکنون انعکاسی مربوط به یک حیطه می‌باشند لذا حذف یک یا چند مورد از گویه‌ها تأثیر زیادی بر روایی محتوایی ندارد.

با توجه به اینکه مقدار آلفای کرونباخ همه متغیرها بزرگ‌تر از حد مناسب 7/0 می‌باشد، از پایایی خوبی برخوردار می‌باشند. همچنین مقدار ضریب پایایی ترکیبی (ضریب
دیلون- گلداشتاین) برای هر متغیر بیشتر از حد مطلوب 7/0 بوده و نتیجه بر مناسب بودن پایایی ترکیبی هر متغیر دارد. معیار ارزیابی روایی همگرا به معنی میانگین واریانس مشترک بین متغیر مکنون و معرف‌هایش می‌باشد و حداقل مقدار قابل قبول برای آن 50/0 است. نتایج حاکی از آن است که گویه‌های حفظ‌شده دارای پایایی مطلوبی می‌باشند. در این مدل روایی همگرای متغیرهای ویژگی‌های زناشویی، مدیریت تعارض و پایداری و سازگاری زناشویی به ترتیب برابر 665/0، 668/0 و 533/0 بوده که همگی در سطح مناسب و قابل قبولی می‌باشند.

جدول 4 بررسی روایی واگرای مدل پژوهش را با استفاده از دو شاخص فورنل و لارکر (مقادیر پایین قطر) و HTMT^[20] (مقادیر بالای قطر) نشان می‌دهد. روایی واگرا، اندازه‌ای است که یک سازه به درستی از سایر سازه‌ها با معیار تجربی متمایز می‌شود. این روایی در دو سطح معرف و متغیر مکنون محاسبه می‌شود. در سطح معرف برای محاسبه روایی واگرا، از بارهای عرضی استفاده می‌شود که لازم است بار یک معرف متناظر سازه، بیشتر از همه بارهای آن معرف روی سایر سازه‌ها باشد. این شرط در مورد همه معرف‌ها رعایت شده که البته به دلیل طولانی بودن جدول از ارائه آن خودداری شده است. در سطح متغیر مکنون از معیار فورنل-لارکر استفاده شد که ریشه دوم میانگین واریانس استخراج شده (AVE)، هر متغیر مکنون باید بیشتر از بالاترین همبستگی آن سازه با سایر سازه‌های مدل باشد، یعنی مقدار جذر میانگین واریانس استخراجی (AVE) متغیرهای مکنون در پژوهش حاضر که در خانه‌های موجود در قطر اصلی ماتریس قرار گرفته‌اند، از مقدار همبستگی میان آنها که در خانه‌های زیرین و راست قطر اصلی ترتیب داده شده‌اند بیشتر باشد. منطق این سازه این است که یک سازه باید واریانس بیشتری با معرف‌های خود تا سایر سازه‌ها داشته باشد. معیار HTMT برای ارزیابی روایی واگرا ارائه شده است. حد مجاز این معیار میزان 85/0 تا 90/0 می‌باشد. اگر مقادیر این معیار کمتر از 90/0 باشند، روایی واگرا قابل قبول است. در این روش میزان همبستگی بین شاخص‌های یک سازه با همبستگی آن‌ها با سازه‌های دیگر مقایسه می‌شود. با توجه به مقادیر دو شاخص مشاهده می‌شود که همه متغیرهای مدل پژوهشی دارای روایی واگرای قابل قبولی می‌باشند. حال در ادامه مدل درونی (ساختاری) پژوهش بررسی می‌گردد.

با توجه به جدول 5، در بخش مدل درونی، ارتباط بین متغیرهای مکنون پژوهش مورد تحلیل قرار گرفت.  اولین معیار برای بررسی مدل درونی، بررسی عدم هم‌خطی بودن متغیرهاست که به این منظور از شاخص تحمل و عامل تورم واریانس (VIF) استفاده شد. سطح تحمل کمتر از 2/0 (VIF بالاتر از 5)، نشان‌دهنده هم‌خطی بودن بین متغیرها می‌باشد که با توجه به جدول 5 مشاهده می‌شود شرط عدم هم‌خطی برای هر متغیر رعایت شده است. بنابراین، می‌توان نتیجه گرفت بین متغیرهای مستقل با متغیرهای میانجی و وابسته پژوهش رابطه مثبت و معنی‌داری وجود دارد.

دومین معیار ارزیابی مدل درونی، ضرایب مسیر می‌باشند که به‌منظور بررسی معنی‌داری آن‌ها از رویه خودگردان سازی استفاده شده که این ضرایب به همراه مقدار آماره T متناظر خود، سطح معنی‌داری و همچنین فاصله اطمینان برای اثرات مستقیم و غیرمستقیم در جدول 5 آورده شده است. با توجه جدول فوق مشاهده می‌شود ارتباط متغیر ویژگی‌های زناشویی با ابعاد خود و ارتباط پیامدهای مثبت زناشویی با ابعاد خود در سطح خطای 01/0>P معنی‌دار است. همچنین اثر مستقیم ویژگی‌های زناشویی با متغیرهای مدیریت تعارض (001/0=p، 552/0=β) و پیامدهای مثبت زناشویی (001/0=p، 572/0=β) در سطح خطای 01/0>P معنی‌دار می‌باشند. همچنین اثر مستقیم متغیر مدیریت تعارض با پیامدهای مثبت زناشویی (001/0=p، 344/0=β) در سطح خطای 01/0>P معنی‌دار می‌باشند و اثر کل غیرمستقیم ویژگی‌های زناشویی با پیامدهای مثبت زناشویی (001/0=p، 190/0=β) در سطح خطای 01/0>P معنی‌دار است.

سومین معیار ارزیابی مدل درونی، اندازه اثر (f²) است که نشان‌دهنده تغییر در مقدار (R²) پس از حذف یک متغیر مکنون برون‌زای معین از مدل است. کوهن (1988) مقادیر 02/0، 15/0 و 35/0 را به ترتیب اثرات کوچک، متوسط و بزرگ معرفی کرده است. بر اساس نتایج جدول 5 مشاهده می‌شود که اثر ویژگی‌های زناشویی بر پیامدهای مثبت زناشویی (676/0=f²) اندازه اثر متوسط و اثر ویژگی‌های زناشویی بر متغیر مدیریت تعارض (439/0=f²) اندازه اثر بزرگ می‌باشند. در آخر با بررسی شاخص ریشه میانگین مربعات باقی‌مانده استانداردشده^[21] (SRMR)، مقدار 094/0 به‌دست آمد که کمتر از حد معیار آن (مقدار 1/0) بوده و نشان از مناسب بودن این شاخص دارد. در نسخه جدید نرم‌افزار PLS شاخص‌های Q² و GOF منسوخ و حذف شده‌اند. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در شکل‌ 1 مشاهده شد که همه ضرایب مسیر بین متغیرها در سطح اطمینان 95 درصد معنی‌دار بودند و همچنین سایر معیارها و مدل‌های اندازه‌گیری دلالت بر تائید مدل نهایی داشتند.

بحث و نتیجه‌گیری

هدف از انجام پژوهش حاضر تدوین مدل علی پایداری و سازگاری زناشویی بر اساس خصایص زناشویی با میانجی‌گری مدیریت تعارض در معلمان زن متأهل مدارس ابتدایی شهر کرمانشاه در سال 1401 بود. با توجه به نتایج کلی برازش مدل، مدل مفهومی پایداری و سازگاری زناشویی بر اساس خصایص زناشویی با نقش واسطه­ای مدیریت تعارض با مدل تجربی برازش دارد. به عبارت دیگر، با توجه به نتایج به‌دست‌آمده نتیجه گرفته می‌شود که اثر مستقیم خصایص زناشویی بر پایداری و سازگاری زناشویی برابر 395/0 بوده و همچنین اثر غیرمستقیم این متغیر بر پایداری و سازگاری زناشویی از طریق متغیر حل تعارض برابر 135/0 بوده که در سطح اطمینان 95 درصد معنی‌داری می‌باشند که همسو با نتایج پژوهش‌های یزدانی و همکاران (1399)، نیک نژاد و عسگری (1398)، ابراهیم پوردلاور و همکاران (1398)، تحقیقات شاه کرمی و همکاران (2016)، عارفی و محسن زاده (1391)، یوسفی و همکاران (1395) می‌باشد.

در تبیین این نتایج می‌توان گفت خانواده به‌عنوان محیطی در نظر گرفته می‌شود که با عشق، دوستی و محبت شکل می‌گیرد و با آن ادامه پیدا می‌کند (آذرگون و همکاران، 1397). ازدواج نهاد اجتماعی مهمی در شکل دادن به خانواده است و خانواده به‌نوبه خود مکانی امن برای زندگی مردان، زنان و کودکان در سراسر جهان است. این حقیقت وجود دارد که خانواده منبع حمایت و گه­گاهی مانع رشد فردی یا اجتماعی، پناهگاهی هیجانی و گاهی منبع فشار هیجانی است. ازدواج و درگیری در یک رابطه، حتی اگر نوع هم­خانگی هم باشد، در مقایسه با زندگی مجردی باعث افزایش بهزیستی هم در مردان و هم زنان می­شود (کیانی چلمرادی و همکاران، 1397). ارتباط زناشویی با درک و پذیرش همسر ارتباط دارد و هر قدر ارتباط بین زوجین بیشتر باشد درک و پذیرش همسر نیز بیشتر و تعارضات بین آنها کمتر و قابل حل­تر می­شود، مدیریت مالی و رابطه با فرزندان و اقوام و دوستان به شکل منطقی­تری شکل می­گیرد و از اوقات فراغت خود به نحو مطلوب­تری استفاده و در کنار خانواده با آرامش بیشتری سپری می­کنند و در نتیجه افراد خانواده از کنار هم بودن و باهم بودن رضایت و لذت بیشتری به‌دست می‌آورند.

همچنین بخش بسیار مهمی از روابط بین فردی به عواطف و هیجانات افراد، تعاملات مثبت و منفی بازمی­گردد. گاتمن (2014) در نظریه خود بیان می­دارد، کیفیت عواطف و احساسات همسران نسبت به هم و شیوه­ای که آن­ها هیجانات خود را بروز می­دهند به میزان جالب توجهی پیش­بینی­کننده آینده ثبات روابط آن­هاست (گاتمن، 2014). تعاملات منفی باعث کاهش جنبه­های مثبت رابطه مانند رضایت، تعهد، دوستی و اعتماد در روابط می­شود. زوجینی که می­توانند تعارضات موجود در رابطه را با به‌کارگیری روش­های مثبت و استفاده کمتر از تعاملات منفی مدیریت کنند فضایی ایجاد می­کنند که در آن فرصت بیشتری برای خود افشایی و توافق در مورد مشکلات خانواده به وجود می‌آید (جانسون، 2003؛ به نقل از شیخ اسمعیلی و همکاران، 1397)؛ بنابراین، کنترل هیجانات و عواطف منفی و جایگزینی آن­ها با عواطف مثبت، می­تواند موجب نزدیکی عاطفی و کاهش تعارض زوجین شده و به تبع موجب افزایش پیامدهای مثبت زناشویی میان زوجین نیز بشود.

همچنین مشکلات رابطه­ای در زوجین آشفته نسبت به زوجین آرام کمتر از طریق گفتگو حل می‌شود، تعامل و کنترل غیر مؤثر تعارض به‌اندازه‌ای تأثیر دارد که روی تداوم مشکلات ارتباطی اثر می‌گذارد، تعامل ضعیف، درک زوجین را از یکدیگر کاهش می‌دهد و باعث می‌شود که همسران نتوانند از یکدیگر حمایت کرده و برای ارضای نیازهای یکدیگر تلاش کنند. کنترل غیر مؤثر تعارض به این معناست که مسائل مهم رابطه، حل نشده باقی می‌ماند و لذا این مسائل غالباً منبع تعارض‌های تکراری می‌شود، خیلی از زوجین همیشه بحث‌های مشابه یا یکسانی پیرامون یک موضوع دارند، بدون اینکه مشکل را حل کنند. درواقع یکی از بزرگ‌ترین چالش‌های که زوجینی که در تبادل منفی گیر افتاده‌اند این است که روش سازگارانه‌ای برای خروج از این بحران پیدا نمی‌کنند (هالفورد، 2001؛ ترجمه‌ی تبریزی و همکاران، 1398).

رضایت زناشویی یک جنبه بسیار مهم و پیچیده از یک رابطه زناشویی است (فروغی و همکاران، 1396). یکی از مهم‌ترین عوامل مؤثر بر پایدار زناشویی میزان رضایت زناشویی زوجین از زندگی‌شان می‌باشد (روز و همکاران، 2019). رضایت زناشویی نقش مهمی در ایجاد استحکام زندگی زناشویی دارد و می­تواند زوجین را از مشکلات و تعارضات زناشویی در امان نگه دارد (هاسون-اوهایون و همکاران، 2019). نتایج این پژوهش به مشاوران خانواده و ازدواج کمک خواهد کرد تا با آموزش مهارت مدیریت تعارض برای ارتقای پیامدهای مثبت زناشویی عمل کنند. طرّاحی مدل‌هایی با متغیرهای پیش­بین و واسطه­ای مشابه برای پیش­بینی تعارضات زناشویی مفید خواهد بود. یکی از محدویت­های پژوهش حاضر تعداد پرسش‌نامه‌ها به خاطر وجود چندین متغیر بود. هر چند در بیشتر موارد از پرسش‌نامه‌های کوتاه استفاده شد ولی با این وجود تعداد سؤال‌ها ممکن است باعث خستگی شرکت‌کنندگان شده باشد. پژوهش حاضر منحصراً بر روی معلمان زن متأهل مقطع ابتدایی شهر کرمانشاه انجام گرفته است، لذا تعمیم آن به دیگر شهرهای کشور و سایر زنان باید با احتیاط کامل صورت گیرد. با توجه به اینکه این پژوهش در شهر کرمانشاه انجام گرفته است و چنانچه می‌دانیم زمینه­ی فرهنگی و اجتماعی مؤثر است، لذا پیشنهاد می‌شود که در سایر شهرستان‌ها و جوامع دیگر نیز این موضوع مورد بررسی و مقایسه قرار گیرد و در نمونه و جامعه­های مختلف و با فرهنگ و طبقات اجتماعی-اقتصادی متفاوت اجرا و نتایج مقایسه گردد. همچنین پیشنهاد می‌شود به‌منظور شناخت بهتر عوامل مؤثر بر پیامدهای مثبت زناشویی رابطه­ی این متغیر با متغیرهای دیگر مانند شرایط فرهنگی و اجتماعی، وضعیت اقتصادی و ویژگی‌های شخصیتی و روانی زنان نیز بررسی شود.

[1]. Kaslow, F., & Robison, J

[2]. Kepler, A

[3]. Greef, A.P

[4]. Gottman, J., & Notarious, J

2. Holman, T. B., & et al

[6]. Heavey, C. L., & et al

[7]. Schrodt, P., & Ledbetter, A.M

[8]. Lauer, R. H., & et al

[9]. John, N. A., & et al

[10]. Mosko, J

[11]. Adams, J. M., & Jones, W. H

[12]. دامنه همبستگی بین 35/0 تا 65/0 در سطح متوسط می‌باشد بطوری که می‌تواند حداکثر تا 40 درصد توان پیش‌بینی داشته باشند (بیابانگرد، 1384).

[13]. Smart Partial Least Squares (PLS)

[14]. جهت وضوح بهتر و بیشتر مدل، با استفاده از نرم‌افزار گویه‌های هر متغیر مکنون در آن مخفی شده است. علامت (+) روی دایره متغیرهای مکنون نشان دهنده این مطلب می‌باشد.

[15].Average Variance Extracted

[16]. اعداد نمایش داده شده در وسط دایره مربوط به هر متغیر

[17]. Convergent Validity

[18]. Divergent Validity

[19]. Composite Reliability

[20]. Heterotrait-Monotrait Ratio

[21]. Standardized Root Mean Square Residual