رابطه پذیرش و ذهن آگاهی با رضایت زناشویی و پریشانی هیجانی زنان مواجه شده با خیانت زناشویی
محورهای موضوعی :
سید مجتبی عقیلی
1
*
,
مریم همت طلب
2
1 - استادیار گروه روانشناسی دانشگاه پیام نور
2 - کارشناس ارشد روانشناسی دانشگاه پیام نور، گلستان، ایران
کلید واژه: پذیرش, ذهن آگاهی, رضایت زناشویی, پریشانی هیجانی, خیانت زناشویی.,
چکیده مقاله :
پژوهش حاضر با هدف بررسی رابطه پذیرش و ذهن آگاهی با رضایت زناشویی و پریشانی هیجانی زنان مواجه شده با خیانت زناشویی بود. این مطالعه توصیفی از نوع همبستگی بود. جامعه آماری پژوهش شامل تمامی زنان مواجه شده با خیانت زناشویی مراجعه کننده به مرکز مشاوره بینش شهر گرگان، در سال 1399 بود. از این میان با روش نمونه گیری در دسترس تعداد 100 نفر به عنوان نمونه انتخاب شدند. ابزار پژوهش عبارت بودند از مقیاس پذیرش و عمل (بوند، 2011)، پرسشنامه مهارت هاي ذهن آگاهی (کنتاکی، 2004)، پرسشنامه رضایت زناشویی (انریچ، 1989) و پرسشنامه تحمل پریشانی هیجانی (سیمونز و گاهر، 2005). داده های پژوهش با ضریب همبستگی پیرسون و رگرسیون و استفاده از نرم افزار spss تجزیه و تحلیل شد. یافته ها نشان داد که بین رابطه پذیرش و ذهن آگاهی با رضایت زناشویی و پریشانی هیجانی زنان مواجه شده با خیانت زناشویی رابطه معنی داری وجود دارد (001/0). پذیرش و ذهن آگاهی توانستند با (32/0) درصد تغیرات رضایت زناشویی را پیش بینی نمایند. برای افزایش رضایت زناشویی و کاهش پریشانی هیجانی زنان مواجه شده با خیانت زناشویی، تکنیک ها و مداخلات مبتنی بر پذیرش و ذهن آگاهی توصیه می گردد.
The aim of this study was to investigate the relationship between acceptance and mindfulness with marital satisfaction and emotional distress of women faced with marital infidelity. This study was a descriptive correlational study. The statistical population of the study included all women faced with marital infidelity who referred to the Insight Counseling Center in Gorgan in 2020. Among them, 100 people were selected as the sample by available sampling method. The research instruments were Acceptance and Practice Scale (Bund, 2011), Mindfulness Skills Questionnaire (Kentucky, 2004), Marital Satisfaction Questionnaire (Enrich, 1989) and Emotional Distress Tolerance Questionnaire (Simmons and Gahr, 2005). Research data were analyzed by Pearson correlation coefficient and regression using SPSS software. Findings showed that there is a significant relationship between acceptance and mindfulness with marital satisfaction and emotional distress of women faced with marital infidelity (0.001). Acceptance and mindfulness were able to predict changes in marital satisfaction with (0.32) percent. To increase marital satisfaction and reduce emotional distress in women experiencing marital infidelity, techniques and interventions based on acceptance and mindfulness are recommended.
1- اخگری، ز.، ابراهیمی مقدم، ح.، و داوری، ر. (1400). پیش¬بینی تحمل پریشانی بر اساس صفات تاریک شخصیت با میانجیگری سبک‌های دفاعی در مراجعین متأهل خواستار طلاق. مجله دانشکده پزشکی دانشگاه علوم پزشکی مشهد، 64(6)، 4251-4237.
2- ایمانی، م. (1395). بررسي ساختار عاملي پرسشنامه انعطاف‌پذیری روا ن¬شناختي در دانشجويان. مطالعات آموزش و يادگيري، 8(1)، 181- 162.
3- بهدوست، پ.، پورشهریاری، م.، و حسینیان، س. (1400). مقایسه الگوهای ارتباطی، سبک‌های ابراز هیجان و میزان صمیمیت در بین زنان خیانت دیده و عادی. فصلنامه علمی- پژوهشی زن و جامعه، 12(45)، 1-14.
4- ثنايي، ب.، علاقبند، س.، و هومن، ع. (1379). مقیاس‌های سنجش خانواده و ازدواج. انتشارات بعثت. تهران.
5- حق شناس، س.، و باباخانی، ن. (1396). پیش بینی رضایت زناشویی بر اساس مهارت های مقابله با استرس و چشم انداز زمان. خانواده پژوهی، 13(4)، 584-569.
6- حیدری، م.، و حسین پور، س. (1385). تأثیر نوبت‌کاری بر رضایتمندی زناشویی پرستاران. خانواده پژوهی، 2(4)، 19-7.
7- دهقانمنشادی، ز.، تقوی، م.، و دهقانمنشادی، م. (1391). بررسی خصوصیات روانسنجی سیاهه مهارت ذهنآگاهی کنتاکی. اندیشه و رفتار، 7(21)، 37- 27.
8- عراقیان، ش.، نجات، ح.، توزنده¬جانی، ح.، و باقرزاده گلمکانی، ز. (1399). مقایسه اثربخشی درمان مهارت‌های مبتنی بر بهبود کیفیت زندگی و درمان مبتنی بر شفقت بر تحمل پریشانی و معنای زندگی زنان دارای تعارض. فصلنامه علمی - پژوهشی روش‌ها و مدل‌های روان‌شناختی، 11(39)، 137-154.
9- عماد، س.، آتش پور، ح.، ذاکرفرد، م. (1395). نقش تعدیلی ذهنآگاهی و پذیرش در پیشبینی بهزیستی روان‌شناختی براساس کمال‌گرایی دانشجویان. پژوهش نامه روانشناسی مثبت، 2(3)، 66-49.
10- عبدالمحمدی، ر.، تقی¬لو، ص.، جدیدی، م. (1400). پیشبینی اختلال نافرمانی مقابله‌ای بر اساس سبک‌های فرزندپروری، صفات شخصیتی و ویژگی کمال‌گرایی والدین. نشریه علمی روانشناسی اجتماعی، 9(59)، 15-26.
11- عینی، س.، امینی، س.، صفدریان، ز.، عبادی، م. (1400). مدل‌یابی علی تعارض‌های زناشویی بر اساس پذیرش و عمل، باورها و اعتقادات زوجین: نقش میانجی ذهنآگاهی. دوفصلنامه روانشناسی خانواده، 7(1)، 106-93.
12- عباسی، ا.، فتی، ل.، مولودی، ر.، و ضرابی، ح. (1391). کفایت روانسنجی نسخه فارسی پرسشنامه پذیرش و عمل– نسخه دوم. فصلنامه علمی - پژوهشی روش‌ها و مدل‌های روان‌شناختی، 3(10)، 65-80.
13- فروتن، ص.، حیدری، ع.، عسگری، پ.، نادری، ف.، و ابراهیمی مقدم، ح. (1397). مقایسه اثربخشی روان‌درمانی تحلیلی-کارکردی و درمان پذیرش و تعهد بر بهبود علائم بیماران مبتلا به اختلال اضطراب فراگیر. مطالعات ناتوانی، 74(8)، 27-18.
14- قره داغی، ع.، سید میرزائی، س. م. (1399). اثربخشی درمان مبتنی بر پذیرش و تعهد بر علائم PTSD عاطفی در زنان آسیب‌دیده از خیانت زناشویی. خانواده پژوهی، 16(2)، 217-229.
15- کشت‌ورز کندازی، ا.، و اوجی¬نژاد، ا. (1399). نقش واسطه‌ای خودنظم‌جویی تحصیلی در رابطه ذهنآگاهی با رفتار غیرمولد تحصیلی. فصلنامه علمی - پژوهشی روش‌ها و مدل‌های روان‌شناختی، 11(39)، 95-120.
16- ملک عسگر، س.، مظاهری، م.، فتی، ل.، موتابی، ف.، حیدری، م. (1399). دیدگاه طرح‌واره درمانگران نسبت به نقش مؤلفه‌های طرح‌واره‌ای در سبب‌شناسی خیانت زناشویی: یک مطالعه کیفی. خانواده پژوهی، 16(2)، 199-216.
17- معصومی¬تبار، ز.، افشاری¬نیا، ک.، امیری، ح.، و حسینی، س. (1399). بررسی اثربخشی طرح‌واره درمانی هیجانی بر مشکلات تنظیم هیجانی و رضایت زناشویی بانوان ناسازگار در دهه اول زندگی. مجله علوم روان‌شناختی، 19(95)، 1497-1506.
18- محمودپور، ع.، دهقان¬پور، ث.، ایجادی، س.، و یوسفی، ن. (1399). پیشبینی صمیمیت زناشويی زنان بر اساس ذهن آگاهی، الگوهای حل تعارض، حمايت اجتماعی ادراک‌شده و بهزيستی اجتماعی. پژوهش‌های روانشناسی اجتماعی، 39، 83- 102.
19- معماری، ه.، و حمیدی، ف. (1395). هنجاریابی مقیاس ذهنآگاهی لانگر برای معلمان. دوفصلنامه علمی_پژوهشی مطالعات آموزشی و آموزشگاهی، 4(14)، 54- 42.
20- محمودی ف.، بلیاد، م.، ژیان باقری، م.، شاه¬نظری، م.، و زهراکار، ک. (1400). بررسی مدل بهزیستی روان‌شناختی بر اساس رویدادهای منفی زندگی و ذهنآگاهی با میانجیگری سبک‌های مقابله‌ای. پژوهش‌های مشاوره، 20(77)، ۳۸-۶۰.
21- وفایی، ع.، قاسمی مطلق، م. (1399). رابطه تنظیم شناختی هیجان و تحمل پریشانی با رضایت زناشویی. فصل نامه دانش انتظامی خراسان شمالی، 7(26)، 59-37.
22- Apostolou, M. (2019). Why Greek-Cypriots Cheat? The Evolutionary Origins of the Big- Five of Infidelity. Evolutionary Behavioral Sciences, 13(1), 71-83.
23- Arco, L. (2015). A case study in treating chronic comorbid obsessive–compulsive disorder and depression with behavioral activation and pharmacotherapy. Psychotherapy, 52(2), 278.
24- Bachem, R., Levin, Y., Zhou, X., Zerach, G., & Solomon, Z. (2018). The Role of Parental Posttraumatic Stress, Marital Adjustment, and Dyadic Self‐Disclosure in Intergenerational Transmission of Trauma: A Family System Approach. Journal of marital and family therapy, 44(3), 543-555.
25- Bond, F.W., & Bunce, D. (2011). The role of acceptance and job control in mental health, job satisfaction, and work performance. Journal of Applied Psychology, 88(6), 1057-1067.
26- Baer, R. A., Smith, G. T., & Allen, K. B. (2003). Assessment of mindfulness by self-report: The Kentucky Inventory of Mindfulness Skills. Assessment, 11(3), 191- 206.
27- Cano, M. Á., Castro, F. G., De La Rosa, M., Amaro, H., Vega, W. A., Sánchez, M. and de Dios, M. A. (2020). Depressive symptoms and resilience among Hispanic emerging adults: Examining the moderating effects of mindfulness, distress tolerance, emotion regulation, family cohesion, and social support. Behavioral Medicine, 46(3), 245-257.
28- Eifert, G., Heffner, M. (2012). The effect of acceptance versus control contexts on avoidance of panicrelated symptoms. Journal Behavior Therapy Psychiatry, 34(1), 293-312.
29- Elhai, J. D., Levine, J. C., O’Brien, K. D. and Armour, C. (2018). Distress tolerance and mindfulness mediate relations between depression and anxiety sensitivity with problematic smartphone use. Computers in Human Behavior, 84(1), 477-484.
30- Gross, J. J. (Ed.). (2013). Handbook of emotion regulation. Guilford publications.
31- Hayes, S. C., Luoma, J. B., Bond, F. W., Masuda, A., & Lillis, J. (2006). Acceptance and commitment therapy: Model, processes and outcomes. Behaviour research and therapy, 44, 1-25.
32- Hayes, S. C., & Twohig, M. P. (2008). ACT verbatim for depression and anxiety: Annotated transcripts for learning acceptance and commitment therapy. New Harbinger Publications.
33- Kimmes, J. G., Durtschi, J. A., & Fincham, F. D. (2017). Perception in romantic relationships: a latent profile analysis of trait mindfulness in relation to attachment and attributions. Mindfulness, 8(5), 1328-1338.
34- Klussman, K., Curtin, N., Langer, J., & Nichols, A. L. (2020). Examining the effect of mindfulness on well-being: self-connection as a mediator. Journal of Pacific Rim Psychology, 14, e5.
35- Leyro, T. M., Zvolensky, M. J., & Bernstein, A. (2010). Distress tolerance and psychopathological symptoms and disorders: a review of the empirical literature among adults. Psychological bulletin, 136(4), 576.
36- Mak, Y. W., & Loke, A. Y. (2015). The acceptance and commitment therapy for smoking cessation in the primary health care setting: a study protocol. BMC public health, 15, 1-7.
37- MacKillop, J., & De Wit, H. (Eds.). (2013). The Wiley-Blackwell handbook of addiction psychopharmacology. John Wiley & Sons.
38- Nyklíček, I. (2011). Mindfulness, emotion regulation, and well-being. Emotion regulation and well-being, 101-118.
39- Olson J. R., Goddard H. W., Marshall J. P., Dennis S. A. (1988). Character strengths and religiosity as predictors of marital satisfaction. Journal of Couple and Relationship Therapy, 11, 2-15.
40- Razurel, C., Kaiser, B., Antonietti, J. P., Epiney, M., & Sellenet, C. (2017). Relationship between perceived perinatal stress and depressive symptoms, anxiety, and parental self-efficacy in primiparous mothers and the role of social support. Women & Health, 57(2), 154-172.
41- Salmoirago-Blotcher, E., & Carey, M. P. (2018). Can mindfulness training improve medication adherence? Integrative review of the current evidence and proposed conceptual model. Explore, 14(1), 59-65.
42- Shapiro, S. L., Carlson, L. E., Astin, J. A., & Freedman, B. (2006). Mechanisms of mindfulness. Journal of clinical psychology, 62(3), 373-386.
43- Simons, J. S., & Gaher, R. M. (2005). The distress tolerance scale: Development a validation of a self report measure. Motivation and Emotion, 20(9), 83-102.
44- Singh, N. N., Lancioni, G. E., Winton, A. S., Curtis, W. J., Wahler, R. G., Sabaawi, M., ... & McAleavey, K. (2006). Mindful staff increase learning and reduce aggression in adults with developmental disabilities. Research in Developmental Disabilities, 27(5), 545-558.
45- Tavares, L. P., & Aassve, A. (2013). Psychological distress of marital and cohabitation breakups. Social science research, 42(6), 1599-1611.
46- Warach, B & josephs, L. (2019). The Aftershocks of Infidelity: A Review of Infidelity-based Attachment Trauma. Journal of Sexual and Relationship Therapy, 27 (12), 85-97.
47- Xie, J., Zhou, Z. E., & Gong, Y. (2018). Relationship between proactive personality and marital satisfaction: A spillover-crossover perspective. Journal of Personality and Individual Differences, 128, 75-80.
رابطه پذیرش و ذهنآگاهی با رضایت زناشویی و پریشانی هیجانی زنان مواجه شده با خیانت زناشویی
سید مجتبی عقیلی1*، مریم همتطلب2
1. استادیار گروه روانشناسی دانشگاه پیام نور. (نویسنده مسئول)
2. کارشناس ارشد روانشناسی دانشگاه پیام نور، گلستان، ایران.
Maryam.hemattalab@gmail.com
تاریخ دریافت: [3/3/1401] تاریخ پذیرش: [3/6/1401]
چکیده
پژوهش حاضر با هدف بررسی رابطه پذیرش و ذهن آگاهی با رضایت زناشویی و پریشانی هیجانی زنان مواجه شده با خیانت زناشویی بود. این مطالعه توصیفی از نوع همبستگی بود. جامعه آماری پژوهش شامل تمامی زنان مواجه شده با خیانت زناشویی مراجعه کننده به مرکز مشاوره بینش شهر گرگان، در سال 1399 بود. از این میان با روش نمونه‌گیری در دسترس تعداد 100 نفر به عنوان نمونه انتخاب شدند. ابزار پژوهش عبارت بودند از مقیاس پذیرش و عمل (بوند، 2011)، پرسشنامه مهارت‌های ذهن آگاهی (کنتاکی، 2004)، پرسشنامه رضایت زناشویی (انریچ، 1989) و پرسشنامه تحمل پریشانی هیجانی (سیمونز و گاهر، 2005). داده‌های پژوهش با ضریب همبستگی پیرسون و رگرسیون و استفاده از نرم‌افزار spss تجزیه‌وتحلیل شد. یافتهها نشان داد که بین رابطه پذیرش و ذهن آگاهی با رضایت زناشویی و پریشانی هیجانی زنان مواجه شده با خیانت زناشویی رابطه معنی‌داری وجود دارد (001/0). پذیرش و ذهن آگاهی توانستند با (32/0) درصد تغییرات رضایت زناشویی را پیشبینی نمایند. برای افزایش رضایت زناشویی و کاهش پریشانی هیجانی زنان مواجه شده با خیانت زناشویی، تکنیک‌ها و مداخلات مبتنی بر پذیرش و ذهن آگاهی توصیه می‌گردد.
واژگان کلیدی: پذیرش، ذهن آگاهی، رضایت زناشویی، پریشانی هیجانی، خیانت زناشویی.
1- مقدمه
خیانت زناشویی رویدادی تکان‌دهنده برای زوج‌ها و نهاد خانواده‌ها بوده، نوعی اختلال و بیماری در رفتار به شمار می‌رود، آسیب‌ها و مشکلات مختلفی برای همسر خیانت‌کار و همسر آسیب‌دیده ایجاد می‌کند و موضوعی رایج در روان‌درمانی و مشاوره خانواده است (Warach & josephs, 2019). خیانت، عبور فرد از مرزهای رابطه زناشویی و برقراری صمیمیت فیزیکی یا عاطفی با فردی خارج از رابطه است (ملک عسگر، مظاهری، فتی، موتابی و حیدری، 1399) که فرد امید دارد به کمک آن بتواند نیازهای روانی‌اش را ارضا کند (Apostolou, 2019). روان‌درمانگران گزارش می‌کنند که همسرانی که به آن‌ها خیانت شده است، اغلب احساساتی از قبیل ضربه شدید احساسی، پریشانی، افسردگی، ناباوری و انکار را تجربه می‌کنند (قره داغی و سید میرزائی، 1399).
یکی از پیامدهای خیانت، احساس پریشانی است، پریشانی ممکن است ماحصل فرایندهای فیزیکی و شناختی باشد؛ لیکن بازنمایی آن به‌صورت حالت هیجانی است که در اغلب مواقع با تمایل به انجام عمل در جهت رهایی از آن تجربه هیجانی مشخص می‌گردد (فروتن، حیدری، عسگری، نادری و ابراهیمی مقدم، 1397). تحمل پریشانی1 از سازه‌های معمول برای پژوهش در زمینه بی‌نظمی عاطفی بوده که بهترین تعریف آن به‌عنوان ناتوانی در احاطه کامل بر تجربه هیجان آزارنده و ناراحت‌کننده می‌باشد (عراقیان، نجات، توزندهجانی و باقرزاده گلمکانی، 1399). این متغیر به چگونگی پاسخ‌دهی افراد به عاطفه منفی گفته می‌شود که اطلاعات اضافی دیگری فراتر از آگاهی فرد از میزان عواطف منفی تجربه‌شده را در بر می‌گیرد (Arco, 2015). ظرفیت ادراک شده تحمل پریشانی در پنج روش اصلی مورد کاربرد قرار گرفته است؛ که عبارت‌اند از: ۱- بلاتکلیفی ۲- ابهام ۳- ناکامی ۴- حالات هیجانی منفی ۵- احساس‌های بدنی (اخگری، ابراهیمی‌مقدم و داوری، 1400). طبق نظر سیمونز و گاهر2، افراد باتحمل پریشانی پایين در یک تلاش غلط برای مقابله با هيجانات منفی خود درگير بی‌نظمی رفتاری می‌شوند و با پرداختن به برخی رفتارهای مخرب مانند مصرف مواد، درصدد تسكين درد هيجانی خود بر می‌آیند. آن‌ها هيجان را غیرقابل‌تحمل می‌دانند و عملكردشان به‌طور قابل‌ملاحظه کاهش می‌یابد (Razurel, Kaiser, Antonietti, Epiney, Sellenet, 2017). تاوارس و آسوه3 (2013) در پژوهشی دریافتند که پایین بودن توانمندی‌های روان‌شناختی یکی از عوامل اصلی شکست در روابط عاطفی و زناشویی است؛ بنابراین می‌توان از علائم روان‌شناختی مهم در مواجه با خیانت زناشویی کاهش سطح تحمل پریشانی را نام برد که در رابطه با توانایی تجزیه‌وتحلیل موقعیت‌های روان‌شناختی، مشخص می‌شود.
پژوهش‌های نشان دادند که پس از خیانت زناشویی، زوجین قادر نیستند به‌صورت کلامی و غیرکلامی، افکار و احساسات خود را به شکل مشخص و صحیح به دیگری ابراز کنند که نارضایتی زناشویی را افزایش می‌دهد (بهدوست، پورشهریاری و حسینیان، 1400). رضایت زناشویی را می‌توان، نتیجه رضایت عمومی از زندگی مشترک، روابط جنسی و رضایتمندی عاطفی و هیجانی دانست (Xie, Zhou & Gong, 2018)؛ و عبارت است از احساسات عینی از خشنودی، رضایت و لذت تجربه‌شده توسط زوجین. رضایت زناشویی را بیشتر به‌صورت نگرش‌ها یا احساسات کلی فرد درباره همسر و رابطه با وی، تعریف می‌کنند (عبدالمحمدی، تقیلو و جدیدی، 1400). افردای که دارای رضایت زناشویی بالایی هستند هیجان‌های مثبت بیشتری را تجربه کرده، از گذشته و آینده خود و دیگران، رویدادهای مثبت بیشتری را به یاد آورده و از پیرامون خودارزیابی مثبت‌تری دارند و آن‌ها را خوشایند توصیف می‌کنند (Bachem, Levin, Zhou, Zerach & Solomon, 2018). درحالی‌که افرادی که رضایت زناشویی پایینی دارند خود، گذشته، آینده، دیگران و نیز رویدادها و موقعیت‌های زندگی خود را نامطلوب ارزیابی می‌کنند و هیجان‌های منفی مانند اضطراب و افسردگی بیشتری را تجربه می‌کنند (معصومیتبار، افشارینیا، امیری و حسینی، 1399).
ازجمله متغیرهایی که با پریشانی هیجانی و رضایت زناشویی در ارتباط است، ذهن آگاهی می‌باشد. ذهن آگاهی یک حالت هوشیاری ذاتی و شامل توجه عمیق به تجربه‌های درونی و بیرونی در لحظه کنونی به شیوه پذیرا و غیر قضاوتی است (Nyklíček, 2011). ذهن آگاهی استقبال پذیری و آگاهی از تجارب درونی و بیرونی ایست که رخ می‌دهند (Kimmes, Durtschi & Fincham, 2017). اگرچه ذهن آگاهی به‌عنوان یک صفت روان‌شناختی گرایش به آگاه بودن در زندگی روزمره می‌باشد، اما می‌تواند از طریق مراقبه و یا آموزش ذهن آگاهی افزایش یابد (محمودی، بلیاد، ژیان باقری، شاهنظری و زهراکار، 1400). پژوهش‌ها نشان داده‌اند که ذهن آگاهی به افراد در تعدیل الگوهای رفتاری منفی و افکار خودآیند و تنظیم رفتارهای مثبت مرتبط با سلامتی کمک می‌کند (Klussman, Curtin, Langer & Nichols, 2020). با وجود مطالعات فراوان در مورد ذهنآگاهی در حوزه اختلال‌های روان‌شناختی و جسمانی مختلف، تاکنون مطالعات کمی به‌طور مستقیم در مورد کیفیت بهره‌مندی از این توانمندی در کاهش پریشانی هیجانی و بهبود رضایت زناشویی صورت گرفته است. نتایج برخی مطالعات نشان داده عواملی همچون علائم افسردگی، پریشانی و تکانش گری، اختلال در عملکردهای شناختی را با آموزش ذهنآگاهی می‌توان کاهش داد (Salmoirago-Blotcher & Carey, 2018). در پژوهش حاضر پذیرش به‌عنوان یکی از فرایندهای انعطاف‌پذیری روان‌شناختی در رویکرد درمانی پذیرش و تعهّد مطرح شده است. در این مدل، پذیرش به‌منزلۀ تسلیم منفعلانه در موقعیت ناامیدکننده نیست، بلکه اشاره دارد به پذیرش فعالانه و آگاهانه رویدادهای شخصی به‌ویژه در زمانی که این رویدادها موجب آسیب‌های روانی می‌شوند (Hayes, Luoma, Bond, Masuda & Lillis, 2006). شایان ذکر است که جنبۀ منفی پذیرش به لحاظ آسیب‌شناسی روانی، اجتناب تجربه‌ای است (Hayes & Twohig, 2008). این بُعد از کارکرد آسیب‌شناسی روانی به‌عنوان یک نوع راهبرد ناسازگارانه جهت اداره کردن یا تنظیم مشکلات هیجانی به کار گرفته می‌شود (Gross, 2013). شواهد فزاینده‌ای وجود دارد مبنی بر اینکه پذیرش منجر به کاهش اجتناب تجربه‌ای می‌گردد (Mak & Loke, 2015). افرادی که در مقیاس‌های مربوط به ذهنآگاهی نمرات بیشتری کسب می‌کنند، نسبت به فعالیت‌های روزانه خودآگاهی بیشتری دارند و بیشتر با ویژگی‌های خودکار ذهنشان (به‌طور مثال تمایل به گریز از زمان حال و درگیر در گذشته و آینده بودن، نگرشی قضاوت گونه به پدیده‌های تغییرپذیر درونی و بیرونی) آشنایی پیدا می‌کنند و آگاهی لحظه‌به‌لحظه را در خود پرورش می‌دهند (کشت ورزکنداژی و اوجینژاد، 1399).
در این راستا نتایج پژوهش محمودپور، دهقانپور، ایجادی و یوسفی (1399) نشان داد که بین ذهن آگاهی با صمیمیت زناشويی ارتباط معناداری وجود دارد. مطالعات وفایی و قاسمی مطلق (1398) نشان داد که رابطه مثبت معناداری بین تحمل پریشانی و رضایت زناشویی وجود دارد. همچنین به ترتیب تنظیم شناختی هیجان و سپس تحمل پریشانی قوی‌ترین پیش‌بین‌های برای رضایت زناشویی هستند. عماد، آتش‌پور و ذاکرفرد (1395) در پژوهش خود دریافتند که ذهنآگاهی و پذیرش در پیشبینی بهزیستی روان‌شناختی نقش تعدیلی دارد. نتایج مطالعات نشان داد که بین ذهن آگاهی، تنظیم هیجانی و تحمل پریشانی ارتباط وجود دارد (Cano, ., Castro, De La Rosa, Amaro, Vega, Sánchez & et al, 2020; Elhai, Levine, O’Brien & Armour, 2018).
پریشانی رابطه بین زوجین، بررسی این موضوع را ضروری می‌کند که رضایت زناشویی به چه معناست و چه عواملی باعث دوام آن و کدام عامل موجب گسسته شدن پیوند زناشویی می‌شود، در دهه‌های اخیر، کمتر تحقیقی با ترکیب حاضر به دنبال کشف پیشایندهای رضایت زناشویی و تحمل پریشانی هیجانی به‌وسیله پذیرش و ذهن آگاهی (و به‌طور خاص در جامعه زنان آسیب‌دیده از خیانت زناشویی) بوده است. ازاین‌رو با توجه به اهمیت این مسئله در جامعه حاضر و نیز خلاء پژوهشی موجود در این زمینه، مسئله اساسی در پژوهش حاضر پاسخ به این سؤال اساسی است که آیا بین پذیرش و ذهن آگاهی با رضایت زناشویی و پریشانی هیجانی زنان مواجه شده با خیانت زناشویی رابطه معناداری وجود دارد یا خیر؟
3- روششناسی
پژوهش حاضر توصیفی و با لحاظ شیوه گردآوری و تحلیل داده‌ها از نوع طرح‌های همبستگی است. جامعه آماری پژوهش شامل تمامی زنان مواجه شده با خیانت زناشویی که در سال 1399 به مرکز مشاوره بینش شهر گرگان مراجعه داشته‌اند. با توجه به جدول کرجسی و مورگان، از بین این زنان 100 نفر به‌صورت نمونه‌گیری در دسترس با توجه به معیارهای ورود و خروج و پس از اخذ رضایت از آن‌ها انتخاب شدند. معیارهای ورود به پژوهش عبارت است از سن بین 20 تا 40 سال، حداقل تحصیلات دیپلم، تجربه خیانت زناشویی از جانب متخصصین مربوطه و عدم دريافت روان‌درمانی و دارودرمانی قبل از ورود به پژوهش و معیار خروج نیز شامل عدم تمایل افراد برای شرکت در پژوهش بوده است. داده‌ها پس از جمع‌آوری از نرم‌افزار SPSS نسخه 22 مورد تجزیه‌وتحلیل قرار گرفتند. به‌منظور بررسی رابطه بین متغیرها از ضریب همبستگی و تحلیل رگرسیون استفاده شد. ابزار جمع‌آوری اطلاعات شامل موارد ذیل بود:
الف) مقیاس پذیرش و عمل (AAQ_II): اين پرسشنامه به‌وسیله بوند و بانس4 (2011) براي سنجش تجربي/ انعطاف‌ناپذیری روان‌شناختی، به‌ویژه در ارتباط با تنوع، پذیرش، اجتناب تجربي و تمايل به درگيري در عمل باوجود افكار و احساس‌های ناخواسته تدوین‌شده و داراي 10 پرسش است. پرسش‌های اين پرسشنامه تمايل نداشتن به تجربه افكار و احساسات ناخواسته (از احساس‌هایم می‌ترسم)، ناتواني در بودن در زمان حال و حركت در جهت ارزش‌های دروني (خاطرات دردناكم، مرا از داشتن يك زندگي رضایت‌بخش محروم می‌کند) را می‌سنجد. پرسش‌های اين پرسشنامه بر اساس مقدار توافق در يك مقياس ليكرت 7 درجه‌ای (هرگز= 1، خيلي بندرت= 2، بندرت= 3، گاهي اوقات= 4، بيشتر اوقات= 5، تقريباً هميشه= 6، هميشه=7) رتبه‌بندی می‌شود. نمره‌های بالاتر در اين مقياس نشان‌دهنده انعطاف‌پذیری روان‌شناختی پایین‌تر و اجتناب تجربي بالاتر است. پايايي آزمون- باز آزمون اين پرسشنامه به‌وسیله بوند و بانس (2011) 81/0 و همساني دروني آن 84/0 به دست آمده است. براي آماده‌سازی پرسشنامه پذيرش و عمل ويرايش 2 به‌عنوان نخستين گام، نسخه اصلي پرسشنامه با استفاده از روش استاندارد پیش‌رونده- پس‌رونده به‌وسیله دو مترجم مستقل به‌صورت هم‌زمان از زبان انگليسي به فارسي ترجمه شد. سپس اين نسخه دوباره به‌وسیله دو مترجم ديگر به زبان انگليسي برگردانده شد و درنهایت، يك نفر به‌عنوان هماهنگ‌کننده با كنار هم قرار دادن ترجمه‌های فارسي و انگليسي به‌دست‌آمده، ترجمه پرسشنامه 7 پرسشي پذيرش و عمل را تهيه كرد. همچنین، به‌منظور بررسي روايي همگرا، همراه با پرسشنامه پذيرش و عمل ويرايش 2، مقياس افسردگي، اضطراب و استرس 21 پرسشي و پرسشنامه سلامت عمومي 12 پرسشي بكار برده شد. روايي سازه نيز با استفاده از تحليل عامل اكتشافي و تحليل عامل تأييدي بررسي و تأیید گرديد (ایمانی، 1395). در ایران عباسی، فتی، مولودی و ضرابی (1391) در پژوهش خود همسانی درونی و ضریب تصنیف این پرسشنامه را رضایت‌بخش (89/0- 71/0) گزارش کردند. در این پژوهش ضریب آلفای کرونباخ این مقیاس برابر با 80/0 به دست آمد.
ب) پرسشنامه مهارت‌های ذهنآگاهی کنتاکی5 (KIMS): توسط بیر، اسمیت و آلن (2004) تدوین شده است. این پرسشنامه داراي 39 ماده می‌باشد و براي اندازه‌گیری چهار مؤلفه ذهن آگاهی طراحی شده است که عبارتند از: مشاهده گري، توصیف بدون برچسب، عملکرد همراه با آگاهی (تمرکزگري) و پذیرش بدون قضاوت. فرم انگلیسی این مقیاس در آغاز داراي 77 سؤال بود که به 39 گویه کاهش یافت. این پرسشنامه در یک طیف لیکرت پنج‌درجه‌ای از خیلی به‌ندرت تا اکثراً نمره‌گذاری می‌شود. عبارات این پرسشنامه، بر روي یک مقیاس پنج‌درجه‌ای نمره‌گذاری می‌شوند و که هر یک از این گزینه‌ها به ترتیب 1، 2، 3، 4 و 5 امتیاز دارند: هرگز یا خیلی به‌ندرت نمره 1، به‌ندرت نمره 2، گاهی اوقات نمره 3، اغلب مواقع نمره 4 و اکثر اوقات یا همیشه نمره 5 و دارای نمره‌گذاری معکوس می‌باشد. در این مقیاس فردي که نمره بالایی را اخذ نماید به معنی آن است که ذهن آگاهی بالایی دارد. بالاترین نمره در این آزمون 195 و پایین‌ترین نمره 39 خواهد بود (دهقان‌منشادي، تقوی و دهقانمنشادی، 1391). نتایج تحلیل روانسنجی بایر، اسمیت و آلن6 (2003) روي مشارکت‌کنندگان، نشان داد که این پرسشنامه از همسانی درونی بالایی (73/0) برخوردار و نیز ضرایب آلفاي کرنباخ خرده مقیاس‌های مشاهده گري، توصیفگري، تمرکزگري و پذیرشگري به ترتیب، 91/0، 84/0، 83/0 و 87/0 است. روایی بازآزمایی آن‌ها نیز به ترتیب 65/0، 81/0، 86/0 و 83/0 به دست آمد. همچنین، همبستگی معناداري بین این سیاهه و مقیاس‌های دیگر ازجمله ابزار ارزیابی ذهن آگاهی براون و ریان (2003) و سیاهه ذهن آگاهی فریبرگ بوچلد، گروسمن و والاچ (2001) وجود دارد. دهقان‌منشادي و همکاران (1391) در ایران خصوصیات روانسنجی این پرسشنامه را مورد برسی قرار دادند. یافته‌های این پژوهش نشان داد که آلفاي کرونباخ این پرسشنامه 82/0 است و تحلیل عوامل، بیانگر وجود 4 عامل تمرکزگري، توصیفگري، توجه به امور (پذیرشگري) و مشاهده گري در این سیاهه بود که این عوامل، 26/42 درصد از واریانس کل آزمون را تبیین می‌کند. اعتبار همگراي خرده مقیاس‌های این آزمون، بین 47/0 تا 78/0 به دست آمد (معماری و حمیدی، 1395). در این پژوهش ضریب آلفای کرونباخ این مقیاس برابر با 78/0 به دست آمد.
ج) پرسشنامه رضایت زناشویی انریچ (ENRICH-47): پرسشنامه رضایت زناشویی انریج توسط اولسون و همکاران در سال ۱۹۸۹ طراحی شده است و به‌منظور ارزیابی زمینه‌های بالقوه مشکل‌زا و شناسایی زمینه‌های قدرت و پربارسازی روابط زناشویی به کار می‌رود. این پرسشنامه به‌عنوان یک ابزار تحقیقی مهم و معتبر در بررسی‌های متعددی جهت اندازه‌گیری رضایت زناشویی، مورد استفاده قرار گرفته است. این آزمون در اصل دارای دو فرم ۱۱۵ سؤالی و ۱۲۵ سؤالی است که از ۱۲ خرده آزمون تشکیل شده است. فرم اصلی با توجه به زیاد بودن سؤالات پرسشنامه موجب خستگی آزمودنی‌ها می‌شد. سلیمانیان در سال ۱۳۷۶ فرم کوتاهی از این پرسشنامه را تهیه کرد که ۴۷ سؤال دارد و هم‌اکنون این فرم بیشترین استفاده را در پژوهش‌های ایرانی دارد (ثنايي، علاقبند و هومن، 1379). پرسشنامه به‌صورت پنج گزینه‌ای (كه در اصل يك نگرش سنج از نوع ليكرت است) در نظر گرفته شده است كه به هر گزينه آن از يك تا پنج امتياز داده می‌شود. بدين ترتيب كه با انتخاب گزينه «كاملاً موافقم» نمره 5، گزينه «موافقم» نمره 4، گزينه «نه موافق نه مخالف» نمره 3، گزينه «مخالفم» نمره 2 و گزينه «كاملاً مخالفم» نمره 1 كسب می‌کند. ضريب آلفاي فرم 48 سؤالی پرسشنامه در پژوهش حق‌شناس و باباخانی (1396) 93/0 به دست آمده است. ضريب همبستگي اين پرسشنامه با مقیاس‌های رضايت خانوادگي از 41/0 تا 60/0 و با مقياس رضايت زندگي از 32/0 تا 41/0 است كه نشانه روايي سازه آن است. كليه خرده مقیاس‌های اين پرسشنامه زوج‌های راضي و ناراضي را متمايز می‌کنند و اين نشان می‌دهد كه اين پرسشنامه از روايي ملاك خوبي برخوردار است (ثنايي و همكاران، 1379). در این پژوهش ضریب آلفای کرونباخ این مقیاس برابر با 86/0 به دست آمد.
د) پرسشنامه تحمل پریشانی هیجانی (DTS): ارزیابی میزان تحمل پریشانی هیجانی از ابعاد مختلف (تحمل، جذب، ارزیابی، تنظیم) مقیاس تحمل پریشانی، یک شاخص خودسنجی تحمل پریشانی هیجانی است که دارای ۱۵ ماده و چهار خرده مقیاس به شرح ذیل است: تحمل (تحمل پریشانی هیجانی)، (جذب شدن به‌وسیله هیجانات منفی)، ارزیابی (برآورد ذهنی پریشانی) تنظیم (تنظیم تلاش‌ها برای تسکین پریشانی) (Simons & Gaher, 2005). عبارات این پرسشنامه، بر روی یک مقياس پنج‌درجه‌ای (۱- کاملاً موافق ۲- اندکی موافق ۳- نه موافق و نه مخالف ۴- اندکی مخالف ۵- کاملاً مخالف) نمره‌گذاری می‌شوند كه هر يك از اين گزینه‌ها به ترتيب ۱، ۲، ۳، ۴ و ۵ امتياز دارند. عبارت ۶ به‌صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شود. نمرات بالا در این مقیاس نشان‌گر تحمل پریشانی بالاست. برای به دست آوردن تحمل پریشانی کلی نمره تمام سؤالات با هم جمع می‌شود و برای به دست آوردن نمره هر یک از ابعاد، نمره سؤال‌های هر بعد مطابق آنچه در بالا ذکر شد با هم جمع می‌شوند (Simons & Gaher, 2005). در این پژوهش ضریب آلفای کرونباخ این مقیاس برابر با 89/0 به دست آمد.
4- یافتهها
با توجه به یافته‌های توصیفی، میانگین سن شرکت‌کنندگان 35 بود، 5/41 درصد از شرکت‌کنندگان در این پژوهش شاغل و 59 درصد خانه‌دار بودند، همچنین بیشترین میزان مدرک تحصیلی دیپلم با درصد فراوانی 5/38 و کمترین درصد فراوانی مربوط به مدرک کارشناسی ارشد با درصد فراوانی 9/0 بوده است. میانگین و انحراف معیار و متغیرهای پژوهش در جدول 1 گزارش شده است.
جدول 1. شاخص‌های توصیفی متغیرهای پذیرش و عمل، مهارت‌های ذهن آگاهی، رضایت زناشویی و تحمل پریشانی هیجانی در زنان خیانت دیده
متغیر | خرده مقیاس | حداقل آماره | حداکثر آماره | میانگین | انحراف استاندارد |
پذیرش و عمل | نمره کل | 12 | 122 | 82/44 | 34/9 |
مهارت‌های ذهن آگاهی | مشاهده گري | 16 | 45 | 04/33 | 74/6 |
توصیفگري | 10 | 30 | 08/21 | 99/4 | |
تمرکزگري | 16 | 40 | 91/28 | 30/6 | |
پذیرشگري | 9 | 36 | 07/26 | 21/6 | |
نمره کل | 57 | 148 | 11/109 | 58/22 | |
رضایت زناشویی | ارتباط زناشویی | 5 | 20 | 91/9 | 77/2 |
حل تعارض | 5 | 19 | 84/8 | 95/2 | |
مدیریت مالی | 5 | 20 | 75/8 | 01/3 | |
فعالیت‌های اوقات فراغت | 5 | 22 | 15/9 | 13/3 | |
روابط جنسی | 5 | 19 | 65/8 | 69/2 | |
ازدواج و فرزندان | 5 | 21 | 87/9 | 22/3 | |
اقوام و دوستان | 5 | 20 | 87/8 | 79/2 | |
جهت‌گیری مذهبی | 5 | 21 | 67/9 | 37/3 | |
رضایت زناشویی | 5 | 17 | 34/8 | 60/2 | |
نمره کل | 49 | 158 | 06/82 | 15/21 | |
تحمل پریشانی هیجانی | تحمل | 3 | 15 | 92/5 | 54/2 |
تنظیم | 4 | 15 | 67/5 | 82/1 | |
ارزیابی | 11 | 30 | 28/17 | 44/4 | |
جذب | 6 | 15 | 77/8 | 64/2 | |
نمره کل | 24 | 73 | 65/37 | 57/8 |
با توجه به جدول 1 نمره کلی متغیرها، پذیرش و عمل با میانگین 82/44، حاکی از آن است که زنان خیانت دیده معمولاً انعطاف‌پذیری روان‌شناختی پایینی را از خود نشان داده و بیشتر اوقات دچار اجتناب تجربي و تمايل به درگيري در عمل با وجود افكار و احساس‌های ناخواسته بوده‌اند. میانگین مهارت‌های ذهن آگاهی آنان 11/109، نشان می‌دهد که گاهی اوقات از مهارت‌های ذهن آگاهی استفاده کرده‌اند. میانگین رضایت زناشویی زنان خیانت دیده با مقدار 06/82 حاکی از آن است که این زنان از زندگی زناشویی خود رضایت ندارند. میانگین نمرات تحمل پریشانی هیجانی با مقدار 65/37 نیز نشان داده است زنان خیانت دیده از سطح تحمل پریشانی هیجانی کمی برخوردارند.
مقادیر بدست آمده از آزمون کولموگرف – اسمیرنوف، توزیع متغیرها با توجه به سطح معنی‌داری بزرگ‌تر از 05/0 و نرمال بوده است. با توجه به نرمال بودن توزیع داده‌ها، شرایط لازم برای استفاده از آزمون‌های پارامتریک وجود دارد.
جدول 2. ضریب همبستگی چندگانه، ضریب تعیین، خطای استاندارد برآورد و هم خطی داده‌ها
مدل | ضریب همبستگی چندگانه R | مجذور ضریب همبستگی چندگانه R2 | مجذور ضریب همبستگی چندگانه تعدیل‌شده | خطای استاندارد برآورد | درجه آزادی 1 | درجه آزادی 2 | F | معنی‌داری | دوربین واتسون |
ذهن آگاهی | 24/0 | 06/0 | 05/0 | 57/20 | 1 | 198 | 29/12 | 001/0 |
|
ذهن آگاهی * پذیرش | 31/0 | 09/0 | 08/0 | 22/20 | 1 | 197 | 02/8 | 005/0 | 29/2 |
نتایج مندرج در جدول 2 پیشبینی رضایت زناشویی توسط پذیرش و ذهن آگاهی معنادار بوده است. بطوریکه، ذهن آگاهی به‌تنهایی با ضریب (24/0) و ذهن آگاهی به همراه پذیرش با ضریب (31/0)، توانسته‌اند رضایت زناشویی در زنان مواجه شده با خیانت زناشویی را پیشبینی نمایند.
جدول 3. ضریب همبستگی چندگانه، ضریب تعیین، خطای استاندارد برآورد و هم خطی داده‌ها
مدل | ضریب همبستگی چندگانه R | مجذور ضریب همبستگی چندگانه R2 | مجذور ضریب همبستگی چندگانه تعدیل‌شده | خطای استاندارد برآورد | درجه آزادی 1 | درجه آزادی 2 | F | معنی‌داری | دوربین واتسون |
پذیرش | 43/0 | 19/0 | 18/0 | 75/7 | 1 | 198 | 21/45 | 000/0 |
|
پذیرش * ذهن آگاهی | 46/0 | 21/0 | 20/0 | 64/7 | 1 | 197 | 87/6 |
| 05/1 |
نتایج مندرج در جدول 3 پیشبینی پریشانی هیجانی توسط پذیرش و ذهن آگاهی معنادار بوده است. بطوریکه، پذیرش به‌تنهایی با ضریب (43/0) و پذیرش در تعامل با ذهن آگاهی با ضریب (46/0)، توانسته‌اند پریشانی هیجانی در زنان مواجه شده با خیانت زناشویی را پیشبینی نمایند.
جدول 4. ضرایب رگرسیون مربوط به ارتباط بین پذیرش با مؤلفه‌های تحمل پریشانی
گام | مدل | ضرایب استاندارد نشده | ضرایب استانداردشده |
t | سطح معناداری | ||
B | خطای استاندارد | بتا |
| ||||
گام اول | ضریب ثابت | 11/56 | 44/1 |
| 88/38 | 000/0 | |
تحمل | 90/1- | 22/0 | 52/0- | 50/8- | 000/0 | ||
گام دوم | ضریب ثابت | 07/61 | 89/1 |
| 31/32 | 000/0 | |
تحمل | 48/1- | 24/0 | 40/0- | 15/6- | 000/0 | ||
جذب | 31/1- | 34/0 | 25/0- | 89/3- | 000/0 | ||
گام سوم | ضریب ثابت | 52/64 | 43/2 |
| 46/26 | 000/0 | |
تحمل | 53/1- | 24/0 | 42/0- | 38/6- | 000/0 | ||
جذب | 94/0- | 37/0 | 18/0- | 52/2- | 013/0 | ||
ارزیابی | 31/0- | 14/0 | 14/0- | 21/2- | 028/0 | ||
گام چهارم | ضریب ثابت | 81/63 | 44/2 |
| 18/26 | 000/0 | |
تحمل | 38/1- | 25/0 | 38/0- | 60/5- | 000/0 | ||
جذب | 21/1- | 39/0 | 24/0- | 11/3- | 002/0 | ||
ارزیابی | 60/0- | 19/0 | 29/0- | 14/3- | 002/0 | ||
تنظیم | 74/0 | 34/0 | 21/0 | 20/2 | 03/0 | ||
نتایج مندرج در جدول 4 ارتباط معناداری را بین مؤلفه‌های تحمل پریشانی هیجانی با پذیرش را نشان داده است. بطوریکه، در گام اول تحمل با بتای (52/0-)، سپس جذب با بتای (25/0-)، بعد از آن ارزیابی با بتای (14/0-) و تنظیم با بتای (21/0) بیشترین ارتباط را با پذیرش زنان مواجه شده با خیانت داشته‌اند.
جدول 5. ضرایب رگرسیون مربوط به ارتباط بین پذیرش با رضایت زناشویی
گام | مدل | ضرایب استاندارد نشده | ضرایب استانداردشده |
t | سطح معناداری | |
B | خطای استاندارد | بتا | ||||
گام اول | ضریب ثابت | 81/53 | 99/1 |
| 08/27 | 000/0 |
رضایت زناشویی | 02/1- | 21/0 | 32/0- | 77/4- | 000/0 | |
نتایج مندرج در جدول 5 ارتباط معناداری را بین مؤلفه‌های رضایت زناشویی با پذیرش نشان داده است. بطوریکه، حل تعارض با ضریب (32/0)، نسبت به سایر متغیرها ارتباط قوی‌تری را با پذیرش در زنان مواجه شده با خیانت زناشویی دارا بوده است.
جدول 6. ضرایب رگرسیون مربوط به ارتباط بین ذهن آگاهی با رضایت زناشویی
گام | مدل | ضرایب استاندارد نشده | ضرایب استانداردشده |
t | سطح معناداری | |
B | خطای استاندارد | بتا | ||||
گام اول | ضریب ثابت | 04/59 | 31/6 |
| 36/9 | 000/0 |
توصیف بدون بر چسب | 09/1 | 29/0 | 26/0 | 75/3 | 000/0 | |
در مقادیر به‌دست‌آمده، آماره t نشان‌دهنده‌ی پیشبینی معنی‌دار متغیر رضایت زناشویی توسط ذهن آگاهی بوده است؛ بنابراین با توجه به مقادیر به‌دست‌آمده از (Beta)، توصیف بدون برچسب با بتای (26/0)، بیشترین سهم پیشبینی رضایت زناشویی را داشته است.
جدول 7. ضرایب رگرسیون مربوط به ارتباط بین ذهن آگاهی با پریشانی هیجانی
گام | مدل | ضرایب استاندارد نشده | ضرایب استانداردشده |
t | سطح معناداری | |
B | خطای استاندارد | بتا | ||||
گام اول | ضریب ثابت | 83/26 | 75/2 |
| 76/9 | 000/0 |
عملکرد همراه با آگاهی | 37/0 | 09/0 | 27/0 | 03/4 | 000/0 | |
در مقادیر به‌دست‌آمده، آماره t نشان‌دهنده‌ی پیشبینی معنی‌دار متغیر تحمل پریشانی هیجانی توسط عملکرد همراه با آگاهی بوده است؛ بنابراین با توجه به مقادیر به‌دست‌آمده از (Beta)، در گام اول عملکرد همراه با آگاهی با بتای (27/0)، بیشترین سهم پیشبینی تحمل پریشانی هیجانی را داشته است.
5- بحث و نتیجه‌گیری
نتایج پژوهش نشان داد که پذیرش و ذهن آگاهی، می‌تواند رضایت زناشویی و پریشانی هیجانی زنان مواجه شده با خیانت زناشویی را پیشبینی نماید. نتیجه به‌دست‌آمده از پژوهش حاضر با نتایج مطالعات محمودپور و همکاران (1399)، وفایی و قاسمی مطلق (1398)، عماد و همکاران (1395)، کانو و همکاران (2021) و الهای و همکاران (2018) همسو است.
در تبیین این نتیجه می‌توان بدین نکته اشاره کرد که پذيرش در مقابل اجتناب تجربي به معناي تمايل فرد به پذيرش افكار، هیجان‌ها و تظاهرات رفتاري بدون تلاش براي پرهيز از آن‌هاست و اجتناب تجربي، با عملکرد كنترل يا كمينه كردن تأثير تجارب آزارنده می‌تواند آرامش فوري و کوتاه‌مدت ايجاد كند كه به شكل منفي رفتار را تقويت می‌کند (عینی، امینی، صفدریان و عبادی، 1400)، این تجربه مثبت با نتیجه منفی، سبب می‌گردد تا افراد در مسائل زناشویی با مشکلات عدیده و جدی روبرو شوند. بطوریکه با گذشت زمان به جهت اجتناب از حل مسائل و دریافت آرامش فوری هر چند کوتاه مدت به این سبک رفتاری روی آورده و کمتر به حل تعارضات پیش روی خود می‌پردازند. با این توصیف، هرچند، چنين برخوردي با تجارب دروني، در ظاهر کمک‌کننده و آرامش‌بخش است اما به دليل اینکه با عملكرد روزانه و دست‌یابی به اهداف زندگي شخص تداخل پيدا می‌کند، در درازمدت اثر منفي دارد (Eifert & Heffner, 2012). ازاین‌رو به نظر می‌رسد راهبردهاي کنترل‌کننده شاید بتواند پاسخگوي مطالبات محيط بيرون باشند، اما تلاش‌ها براي كنترل تجارب دروني اغلب ناموفق بوده و پيدايش رفتارهاي ناسازگارانه را در پي دارد (ایمانی، 1395)؛ بنابراین، می‌توان گفت که بین پذیرش با رضایت زناشویی زنان خیانت دیده رابطه معناداری وجود دارد. اینکه پریشانی سازه ای متداول در پژوهش‌های مربوط به بی‌نظمی عاطفی است که به‌صورت سازه‌ای فرا هیجانی و به‌عنوان قابلیت فرد برای تجربه و مقاومت در برابر حالت‌های هیجانی منفی بیان شده است (MacKillop & De Wit, 2013). این سازه که ممکن است درنتیجه فرآیندهای شناختی و یا فیزیکی در فرد ایجاد شود، به‌صورت حالتی هیجانی است که اغلب با تمایلات عملی برای کاهش اثرهای منفی حاصل از تجربه هیجانی مشخص می‌شود؛ همچنین، تحمل پریشانی ماهیتی چندبعدی داشته و شامل ابعاد متعددی ازجمله 1) توانایی تحمل پریشانی‌های هیجانی 2) ارزیابی و ظرفیت پذیرش حالت عاطفی 3) شیوه تنظیم هیجان به‌وسیله فرد و تنظیم تلاش‌ها برای تسکین پریشانی 4) مقدار جذب توجه به‌وسیله هیجان‌های منفی و مقدار سهم آن در به وجود آمدن اختلال در عملکرد، می‌شود (Leyro, Zvolensky & Bernstein, 2010). با این توصیف چنین به نظر می‌رسد که افراد دارای پذیرش ضعیف و اجتناب تجربی بالا، به جهت تجربه ناخوشایندی که در فرد در افکار او ایجاد می‌کند، در مواجهه با مسائل و مشکلات زناشویی با سردرگمی و پریشانی هیجانی مواجه شده و در مقابل تحمل کمتری از خود بروز می‌دهند. در حالیکه افراد با اجتناب تجربی پایین و پذیرش بیشتر، قادر به تسکین هیجانات و اضطراب خود بوده و در تلاش‌اند تا تمام توجهشان جلب این هیجان و اضطراب آشفته کننده نباشند و بیشتر بر عملکردشان تمرکز دارند. اینکه چگونه با تحمل بیشتر به حل مسئله پیش رو خود بپردازند.
همچنین می‌توان بدین نکته اشاره کرد ذهن آگاهي از طريق آگاهي و هوشياري لحظه‌به‌لحظه، مداوم و غير ارزيابانه نسبت به فرايندهاي رواني شامل آگاهي مداوم از احساسات فيزيكي، ادراكات، عواطف، افكار و تصورات (Singh, Lancioni, Winton, Curtis, Wahler, Sabaawi & et al, 2006)، به فرد این امکان را می‌دهد تا در ارتباط با همسر خود به توافق زناشویی بالاتری به‌صورت احساس دروني دست یابد و متعاقب آن احساس رضایتمندی بیشتری را در رابطه زناشویی خود با همسرش تجربه نماید. به‌گونه‌ای که با درک متقابل از نیاز خود و طرف مقابل و بکارگیری شیوه‌های متمرکز بر لحظه و بازسازی رابطه زناشویی در لحظه‌لحظه زندگی می‌پردازند. مجموعه این احوالات مثبت سبب می‌گردد در رابطه‌ای با توافق بالا، هر دو زوج، به‌گونه‌ای رفتار، تصور و ادراک كنند كه گويا نيازها و انتظار‌هايشان برآورده شده و چيزي وجود ندارد كه در رابطه‌شان خلل ايجاد كند. در مقابل در ازدواج بدون توافق زناشويي، مشكلات موجود ميان زوجين به حدي زياد می‌شود كه آن‌ها را از احساس برآورده شدن نيازها و انتظارات باز مي‌دارد. اغلب زوج‌ها، جايي بين اين دو انتها قرار دارند و زمينه‌هايي از توافق و نبود توافق را تجربه مي‌‌كنند (حیدری و حسینپور، 1385). در حقیقت وقتی ذهن آگاهی افزایش می‌یابد توانایی افراد برای عقب ایستادن و مشاهده کردن حالت‌هایی مانند اضطراب و افسردگی افزایش می‌یابد، درنتیجه آن‌ها میتوانند خود را از الگوهای رفتاری خودبه‌خود رها کرده و از طریق درک و دریافت مجدد، با حالت‌هایی همچون اضطراب و ترس کنترل نشوند، بلکه میتوانند از اطلاعات برخواسته از این حالتها استفاده کرده و با هیجانات همراه شده و درنتیجه بهزیستی روان‌شناختی خود را افزایش دهند (Shapiro, Carlson, Astin & Freedman, 2006). همین امر در مورد مسائل زناشویی و مشکلات عدیده آن نیز صدق می‌کند. زنان خیانت دیده با مهارت ذهنآگاهی بالاتر در مواجهه با هیجانات ناخوشایند و منفی، به جهت برخورداری از ابزار روانی مناسب بهتر میتوانند تحمل در مقابل اضطراب و پریشانی روانی را از خود بروز دهند. ازاین‌رو دور از انتظار نیست که بین ذهن آگاهی و تحمل پریشانی هیجانی زنان مواجه شده با خیانت زناشویی در پژوهش حاضر نیز ارتباط معناداری گزارش گردد.
با توجه به شیوع کرونا ویروس در ایران و متعاقباً شهر گرگان، به لحاظ جمع‌آوری داده‌ها و حضور در مراکز مشاوره، دشواری دسترسی به نمونه‌ها از طریق مراکز مشاوره و جمع‌آوری داده‌ها به‌صورت اینترنتی و زمان‌بر بودن روند نمونه‌گیری جهت سنجش وضعیت روان‌شناختی از محدودیت‌های پژوهش حاضر بوده است. با توجه به نتايج اين مطالعه که ارتباط بین پذیرش با رضایت زناشویی را تأیید کرده است، ﭘﯿﺸﻨﻬﺎد می‌گردد در کنار سایر خدمات درمانی و آموزشی، به‌منظور ارتقاء رضایت زناشویی زنان خیانت دیده، مداخلات مبتنی بر پذیرش در مقابل اجتناب تجربی توصیه می‌گردد.
6- تقدیر و تشکر
نگارندگان بر خود لازم می‌دانند مراتب تشکر صمیمانه خود را از کلیه شرکت‌کنندگان در این پژوهش که با سعه‌صدر، همکاری نموده و ما را در انجام و ارتقاء کیفی این پژوهش یاری دادند، اعلام نمایند.
7- منابع
1- اخگری، ز.، ابراهیمی مقدم، ح.، و داوری، ر. (1400). پیشبینی تحمل پریشانی بر اساس صفات تاریک شخصیت با میانجیگری سبک‌های دفاعی در مراجعین متأهل خواستار طلاق. مجله دانشکده پزشکی دانشگاه علوم پزشکی مشهد، 64(6)، 4251-4237.
2- ایمانی، م. (1395). بررسي ساختار عاملي پرسشنامه انعطاف‌پذیری روا نشناختي در دانشجويان. مطالعات آموزش و يادگيري، 8(1)، 181- 162.
3- بهدوست، پ.، پورشهریاری، م.، و حسینیان، س. (1400). مقایسه الگوهای ارتباطی، سبک‌های ابراز هیجان و میزان صمیمیت در بین زنان خیانت دیده و عادی. فصلنامه علمی- پژوهشی زن و جامعه، 12(45)، 1-14.
4- ثنايي، ب.، علاقبند، س.، و هومن، ع. (1379). مقیاس‌های سنجش خانواده و ازدواج. انتشارات بعثت. تهران.
5- حق شناس، س.، و باباخانی، ن. (1396). پیش بینی رضایت زناشویی بر اساس مهارت های مقابله با استرس و چشم انداز زمان. خانواده پژوهی، 13(4)، 584-569.
6- حیدری، م.، و حسین پور، س. (1385). تأثیر نوبت‌کاری بر رضایتمندی زناشویی پرستاران. خانواده پژوهی، 2(4)، 19-7.
7- دهقانمنشادی، ز.، تقوی، م.، و دهقانمنشادی، م. (1391). بررسی خصوصیات روانسنجی سیاهه مهارت ذهنآگاهی کنتاکی. اندیشه و رفتار، 7(21)، 37- 27.
8- عراقیان، ش.، نجات، ح.، توزندهجانی، ح.، و باقرزاده گلمکانی، ز. (1399). مقایسه اثربخشی درمان مهارت‌های مبتنی بر بهبود کیفیت زندگی و درمان مبتنی بر شفقت بر تحمل پریشانی و معنای زندگی زنان دارای تعارض. فصلنامه علمی - پژوهشی روش‌ها و مدل‌های روان‌شناختی، 11(39)، 137-154.
9- عماد، س.، آتش پور، ح.، ذاکرفرد، م. (1395). نقش تعدیلی ذهنآگاهی و پذیرش در پیشبینی بهزیستی روان‌شناختی براساس کمال‌گرایی دانشجویان. پژوهش نامه روانشناسی مثبت، 2(3)، 66-49.
10- عبدالمحمدی، ر.، تقیلو، ص.، جدیدی، م. (1400). پیشبینی اختلال نافرمانی مقابله‌ای بر اساس سبک‌های فرزندپروری، صفات شخصیتی و ویژگی کمال‌گرایی والدین. نشریه علمی روانشناسی اجتماعی، 9(59)، 15-26.
11- عینی، س.، امینی، س.، صفدریان، ز.، عبادی، م. (1400). مدل‌یابی علی تعارض‌های زناشویی بر اساس پذیرش و عمل، باورها و اعتقادات زوجین: نقش میانجی ذهنآگاهی. دوفصلنامه روانشناسی خانواده، 7(1)، 106-93.
12- عباسی، ا.، فتی، ل.، مولودی، ر.، و ضرابی، ح. (1391). کفایت روانسنجی نسخه فارسی پرسشنامه پذیرش و عمل– نسخه دوم. فصلنامه علمی - پژوهشی روش‌ها و مدل‌های روان‌شناختی، 3(10)، 65-80.
13- فروتن، ص.، حیدری، ع.، عسگری، پ.، نادری، ف.، و ابراهیمی مقدم، ح. (1397). مقایسه اثربخشی روان‌درمانی تحلیلی-کارکردی و درمان پذیرش و تعهد بر بهبود علائم بیماران مبتلا به اختلال اضطراب فراگیر. مطالعات ناتوانی، 74(8)، 27-18.
14- قره داغی، ع.، سید میرزائی، س. م. (1399). اثربخشی درمان مبتنی بر پذیرش و تعهد بر علائم PTSD عاطفی در زنان آسیب‌دیده از خیانت زناشویی. خانواده پژوهی، 16(2)، 217-229.
15- کشت‌ورز کندازی، ا.، و اوجینژاد، ا. (1399). نقش واسطه‌ای خودنظم‌جویی تحصیلی در رابطه ذهنآگاهی با رفتار غیرمولد تحصیلی. فصلنامه علمی - پژوهشی روش‌ها و مدل‌های روان‌شناختی، 11(39)، 95-120.
16- ملک عسگر، س.، مظاهری، م.، فتی، ل.، موتابی، ف.، حیدری، م. (1399). دیدگاه طرح‌واره درمانگران نسبت به نقش مؤلفه‌های طرح‌واره‌ای در سبب‌شناسی خیانت زناشویی: یک مطالعه کیفی. خانواده پژوهی، 16(2)، 199-216.
17- معصومیتبار، ز.، افشارینیا، ک.، امیری، ح.، و حسینی، س. (1399). بررسی اثربخشی طرح‌واره درمانی هیجانی بر مشکلات تنظیم هیجانی و رضایت زناشویی بانوان ناسازگار در دهه اول زندگی. مجله علوم روان‌شناختی، 19(95)، 1497-1506.
18- محمودپور، ع.، دهقانپور، ث.، ایجادی، س.، و یوسفی، ن. (1399). پیشبینی صمیمیت زناشويی زنان بر اساس ذهن آگاهی، الگوهای حل تعارض، حمايت اجتماعی ادراک‌شده و بهزيستی اجتماعی. پژوهش‌های روانشناسی اجتماعی، 39، 83- 102.
19- معماری، ه.، و حمیدی، ف. (1395). هنجاریابی مقیاس ذهنآگاهی لانگر برای معلمان. دوفصلنامه علمی_پژوهشی مطالعات آموزشی و آموزشگاهی، 4(14)، 54- 42.
20- محمودی ف.، بلیاد، م.، ژیان باقری، م.، شاهنظری، م.، و زهراکار، ک. (1400). بررسی مدل بهزیستی روان‌شناختی بر اساس رویدادهای منفی زندگی و ذهنآگاهی با میانجیگری سبک‌های مقابله‌ای. پژوهش‌های مشاوره، 20(77)، ۳۸-۶۰.
21- وفایی، ع.، قاسمی مطلق، م. (1399). رابطه تنظیم شناختی هیجان و تحمل پریشانی با رضایت زناشویی. فصل نامه دانش انتظامی خراسان شمالی، 7(26)، 59-37.
22- Apostolou, M. (2019). Why Greek-Cypriots Cheat? The Evolutionary Origins of the Big- Five of Infidelity. Evolutionary Behavioral Sciences, 13(1), 71-83.
23- Arco, L. (2015). A case study in treating chronic comorbid obsessive–compulsive disorder and depression with behavioral activation and pharmacotherapy. Psychotherapy, 52(2), 278.
24- Bachem, R., Levin, Y., Zhou, X., Zerach, G., & Solomon, Z. (2018). The Role of Parental Posttraumatic Stress, Marital Adjustment, and Dyadic Self‐Disclosure in Intergenerational Transmission of Trauma: A Family System Approach. Journal of marital and family therapy, 44(3), 543-555.
25- Bond, F.W., & Bunce, D. (2011). The role of acceptance and job control in mental health, job satisfaction, and work performance. Journal of Applied Psychology, 88(6), 1057-1067.
26- Baer, R. A., Smith, G. T., & Allen, K. B. (2003). Assessment of mindfulness by self-report: The Kentucky Inventory of Mindfulness Skills. Assessment, 11(3), 191- 206.
27- Cano, M. Á., Castro, F. G., De La Rosa, M., Amaro, H., Vega, W. A., Sánchez, M. and de Dios, M. A. (2020). Depressive symptoms and resilience among Hispanic emerging adults: Examining the moderating effects of mindfulness, distress tolerance, emotion regulation, family cohesion, and social support. Behavioral Medicine, 46(3), 245-257.
28- Eifert, G., Heffner, M. (2012). The effect of acceptance versus control contexts on avoidance of panicrelated symptoms. Journal Behavior Therapy Psychiatry, 34(1), 293-312.
29- Elhai, J. D., Levine, J. C., O’Brien, K. D. and Armour, C. (2018). Distress tolerance and mindfulness mediate relations between depression and anxiety sensitivity with problematic smartphone use. Computers in Human Behavior, 84(1), 477-484.
30- Gross, J. J. (Ed.). (2013). Handbook of emotion regulation. Guilford publications.
31- Hayes, S. C., Luoma, J. B., Bond, F. W., Masuda, A., & Lillis, J. (2006). Acceptance and commitment therapy: Model, processes and outcomes. Behaviour research and therapy, 44, 1-25.
32- Hayes, S. C., & Twohig, M. P. (2008). ACT verbatim for depression and anxiety: Annotated transcripts for learning acceptance and commitment therapy. New Harbinger Publications.
33- Kimmes, J. G., Durtschi, J. A., & Fincham, F. D. (2017). Perception in romantic relationships: a latent profile analysis of trait mindfulness in relation to attachment and attributions. Mindfulness, 8(5), 1328-1338.
34- Klussman, K., Curtin, N., Langer, J., & Nichols, A. L. (2020). Examining the effect of mindfulness on well-being: self-connection as a mediator. Journal of Pacific Rim Psychology, 14, e5.
35- Leyro, T. M., Zvolensky, M. J., & Bernstein, A. (2010). Distress tolerance and psychopathological symptoms and disorders: a review of the empirical literature among adults. Psychological bulletin, 136(4), 576.
36- Mak, Y. W., & Loke, A. Y. (2015). The acceptance and commitment therapy for smoking cessation in the primary health care setting: a study protocol. BMC public health, 15, 1-7.
37- MacKillop, J., & De Wit, H. (Eds.). (2013). The Wiley-Blackwell handbook of addiction psychopharmacology. John Wiley & Sons.
38- Nyklíček, I. (2011). Mindfulness, emotion regulation, and well-being. Emotion regulation and well-being, 101-118.
39- Olson J. R., Goddard H. W., Marshall J. P., Dennis S. A. (1988). Character strengths and religiosity as predictors of marital satisfaction. Journal of Couple and Relationship Therapy, 11, 2-15.
40- Razurel, C., Kaiser, B., Antonietti, J. P., Epiney, M., & Sellenet, C. (2017). Relationship between perceived perinatal stress and depressive symptoms, anxiety, and parental self-efficacy in primiparous mothers and the role of social support. Women & Health, 57(2), 154-172.
41- Salmoirago-Blotcher, E., & Carey, M. P. (2018). Can mindfulness training improve medication adherence? Integrative review of the current evidence and proposed conceptual model. Explore, 14(1), 59-65.
42- Shapiro, S. L., Carlson, L. E., Astin, J. A., & Freedman, B. (2006). Mechanisms of mindfulness. Journal of clinical psychology, 62(3), 373-386.
43- Simons, J. S., & Gaher, R. M. (2005). The distress tolerance scale: Development a validation of a self report measure. Motivation and Emotion, 20(9), 83-102.
44- Singh, N. N., Lancioni, G. E., Winton, A. S., Curtis, W. J., Wahler, R. G., Sabaawi, M., ... & McAleavey, K. (2006). Mindful staff increase learning and reduce aggression in adults with developmental disabilities. Research in Developmental Disabilities, 27(5), 545-558.
45- Tavares, L. P., & Aassve, A. (2013). Psychological distress of marital and cohabitation breakups. Social science research, 42(6), 1599-1611.
46- Warach, B & josephs, L. (2019). The Aftershocks of Infidelity: A Review of Infidelity-based Attachment Trauma. Journal of Sexual and Relationship Therapy, 27 (12), 85-97.
47- Xie, J., Zhou, Z. E., & Gong, Y. (2018). Relationship between proactive personality and marital satisfaction: A spillover-crossover perspective. Journal of Personality and Individual Differences, 128, 75-80.
The Relationship between Acceptance and Mindfulness with Marital Satisfaction and Emotional Distress of Women Faced with Marital Infidelity
Seyed Mojtaba Aghili1*, Maryam Hemmat-Talab2
1. Assistant Professor of the Psychology Department of Payam Noor University. (Corresponding Author)
dr_aghili1398@yahoo.com
2. Master of Psychology, Payam Noor University, Golestan, Iran.
Maryam.hemattalab@gmail.com
Abstract
The aim of this study was to investigate the relationship between acceptance and mindfulness with marital satisfaction and emotional distress of women faced with marital infidelity. This study was a descriptive correlational study. The statistical population of the study included all women faced with marital infidelity who referred to the Insight Counseling Center in Gorgan in 2020. Among them, 100 people were selected as the sample by available sampling method. The research instruments were Acceptance and Practice Scale (Bund, 2011), Mindfulness Skills Questionnaire (Kentucky, 2004), Marital Satisfaction Questionnaire (Enrich, 1989) and Emotional Distress Tolerance Questionnaire (Simmons and Gaher, 2005). Research data were analyzed by Pearson correlation coefficient and regression using SPSS software. Findings showed that there is a significant relationship between acceptance and mindfulness with marital satisfaction and emotional distress of women faced with marital infidelity (0.001). Acceptance and mindfulness were able to predict changes in marital satisfaction with (0.32) percent. To increase marital satisfaction and reduce emotional distress in women experiencing marital infidelity, techniques and interventions based on acceptance and mindfulness are recommended.
Keywords: Acceptance, Mindfulness, Marital Satisfaction, Emotional Distress, Marital Infidelity.
[1] . Tolerance of turbulence
[2] . Simmons and Gahr
[3] . Tavares & Aassve
[4] . Bond & Bunce
[5] . Kentaki Inventory mindfulness skills
[6] Baer, Smith & Allen