دوره 24، شماره 2 - ( خرداد و تیر 1404 )
جلد 24 شماره 2 صفحات 58-45 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Ethics code: IR.IAU.TON.REC.1403-17
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Omidpour A, Shakerinia I, Akbari B. Comparing the Effectiveness of Emotion-Focused Therapy and Transdiagnostic Therapy on the Agreeableness of Women with Emotional Divorce. TB 2025; 24 (2) :45-58
URL: http://tbj.ssu.ac.ir/article-1-3753-fa.html
URL: http://tbj.ssu.ac.ir/article-1-3753-fa.html
امیدپور آرزو، شاکری نیا ایرج، اکبری بهمن. اثربخشی درمان هیجانمدار و فراتشخیصی بر توافقپذیری زنان با طلاق عاطفی. طلوع بهداشت. 1404; 24 (2) :45-58
گروه روانشناسی، دانشگاه گیلان، رشت، ایران ، dr.shakerinia@gmail.com
متن کامل [PDF 628 kb]
(152 دریافت)
| چکیده (HTML) (354 مشاهده)
جدول 1: خلاصه محتوای جلسات درمان هیجانمدار گرینبرگ و جانسون(21)
جدول 2: خلاصه محتوای جلسات درمان فراتشخیصی بارلو و همکاران(22)
جدول 3: نتایج آزمون تحلیل واریانس با اندازهگیری مکرر در زنان با طلاق عاطفی (تعداد در هر گروه= 15 نفر)
جدول 4: نتایج آزمون بنفرونی جهت مقایسه زوجی میانگینهای توافقپذیری در اثر گروهها و زمانها
نمودار 1. میانگینهای پیشآزمون، پسآزمون و پیگیری در گروههای آزمایش و کنترل
بحث و نتیجه گیری
هدف پژوهش حاضر مقایسه اثربخشی درمان هیجان مدار و درمان فراتشخیصی بر توافق پذیری زنان با طلاق عاطفی بود. نتایج نشان داد درمان هیجانمدار بر توافق پذیری زنان با طلاق عاطفی اثربخش است. این یافته با نتایج پژوهشهای اکبرزاده و زهراکار(5)، گیرارد و وولی(8) و حیدریی و اقبال(9) همخوانی دارد. در تبیین این یافته میتوان گفت زوجینی که توافق پذیری بالایی دارند، از توجیهات جایگزین استفاده میکنند، چارچوب فکری خود را به صورت مثبتی بازسازی میکنند و موقعیتهای چالشانگیز یا رویدادهای استرسزا را میپذیرند و نسبت به افرادی که توافقپذیری نیستند، سازگاری روانی بیشتری دارند(3). ویژگی و نیمرخ شخصت افراد توافق پذیر بهگونهای است که واقعیت را میپذیرند، باور عمیق دارند که زندگی با معنی است و توانایی بهبود و سازگاری معنادار با تغییرات زندگی را دارند میتوانند در راه خود شکوفایی، مسیر خود را ادامه بدهند و این خصایص میتواند به سلامت روانی آنها کمک کند(6). از سوی دیگر از آنجایی که در برنامههای درمانی هیجانمدار ﺑﺤﺚهایی راﺟﻊ ﺑﻪ ﺣﻤﻠﻪ، ﺧﺸﻢ و ﻗﻠﺪری، اﻓﺴﺮدﮔﻰ، ﻣﻬﺎرتﻫﺎی ﻫﻴﺠﺎﻧﻰ، کنترل رفتارهای پرخاشگرانه، ﻣﻬﺎرتﻫﺎی ﺣﻞ ﻣﺴأله، اقرار به اﺷﺘﺒﺎﻫﺎت ﺧﻮد، ﺷﻨﺎﺳﺎﻳﻰ اﻓﻜﺎر ﻫﻮﺷﻤﻨﺪ ﺑﻪ ﻟﺤﺎظ ﻫﻴﺠﺎﻧﻰ و ... صحبت میشود بدیهی است زنانی که در معرض چنین درمانی قرار میگیرند، میزان توافقپذیری آنان افزایش مییابد(8). بنابراین انتظار میرود این زنان در همدلی از همسر، درک وی، دلسوزی برای او و اعتماد به برنامههایش از نمره بالاتری برخوردار باشند، در حالیکه چنانچه این ویژگیها در فرد کاهش یابد، وی خودخواه، مرموز، متکبر، بیرحم و خودرأی میشود. در این حالت چنین فردی نمیتواند در یک رابطه زوجی از گذشت لازم برخوردار باشد و برای رسیـدن به اهدافـش ممکن است از روشهای مخـرب هیجانی استفاده کند.
در بخش دیگـری نتایج نشان داد درمان فراتشخیصـی بر توافق پذیری زنان با طلاق عاطفی اثربخش است. این یافته با نتایج پژوهشهای لیو و همکاران(10)، نیوبای و همکاران(11) و پورحجازی و همکاران(13) همخوانی دارد. در تبیین این یافته میتوان گفت با توجه به منطق پدیدایی درمان فراتشخیصی یکپارچهنگر، بهبودی و تغییرات معنادار بالینی همزمان در بهبود مؤلفههای روان شناختی، هیجانی و ارتباطی میتواند به واسطه آماج قرار گرفتن عوامل مشترکی همچون تنظیم هیجانی، افکار تکرار شونده و عاطفه منفی باشد که در مدلهای پروتکل روی آنها تأکید میشود(11). به عبارتی بهبود در نظمجویی شناختی هیجان احتمالاً بهطور غیرمستقیم به واسطه تغییرات حاصل شده در این عوامل مشترک باشد(13) و این امر با توجه به تجمیع مهارتها و تکنیکهای اثربخش بر این عوامل مشترک یا فراتشخیصی برای مورد هدف قرار دادن علایم کلیدی تمام اختـلالهای طیـف هیجـانی، تعـاملی و ارتباطـی انجام میپذیرد(12).
در تبیینی دیگر میتوان به وجود برخی تکنیکها و مهارتها در تعدادی از جلسات درمانی پروتکل اشاره کرد. چنانکه در طی جلسات این درمان، تلاش میشود تا مراجعان الگوهای اجتناب از هیجان و رفتارهای تعاملی را آموخته و با راهبردهای مختلف اجتناب از هیجان و تأثیر آن بر تجارب هیجانی و آگاهی یافتن از اثرات متناقض اجتناب از هیجان آشنا شوند(11). بر این اساس، درمان فراتشخیصی با تأکید ویژه بر نقش هیجانها و شیوه پردازش آنها سبب مدیریت و پردازش بهتر هیجانها شده و از این طریق میتواند منجر به افزایش توافقپذیری زنان با طلاق عاطفی شود.
یافته دیگری که از این پژوهش حاصل شد بدینگونه بود که بین اثربخشی درمان هیجان مدار و درمان فراتشخیصی بر توافق پذیری زنان با طلاق عاطفی تفاوت وجود دارد. این یافته با نتایج پژوهشهای رابینسون و همکاران(6) وکبریت چی و همکاران(7) همخوانی دارد. در تبیین این یافته میتوان گفت درمان هیجانمدار با تمرکز بر رابطه عاطفی زوجین به رفع مشکل آنها میپردازد، زوجینی که در زمینه توافق پذیری مشکل دارند تمایل دارند که بیشتر ارتباطات منفی و آسیبپذیر مانند انتقاد، تحقیر، سرزنش کردن و عصبانیت را نشان دهند و زمانی که همسرشان سعی دارد مشکلی را حل کند، پایینترین سطح توافقپذیری و همدلی را ابراز میکنند. این نوع از روابط منفی، استفاده از مهارت حل مسئله مثبت مانند تشویق و بحث باز را کاهش میدهد. بنابراین درمان هیجان مدار با شناسایی هیجانهای ابراز نشده و سرکوب شده و شناسایی نیازهای هیجانی و عاطفی زوجین، باعث بهبود تعاملات و بالطبع آن افزایش میزان ابراز محبت در آنان میشود(7). درمان هیجان مدار با تکیه بر آزادسازی صحیح و مناسب هیجانها، تثبیت سبک دلبستگی زوجین و کاهش مشکلات عاطفی هیجانی و اضطرابی زوجین باعث افزایش سلامت جسمانی آنها میشود. در درمان هیجان مدار، افراد یاد میگیرند که احساسات و هیجانات همسر خود را درک کنند، با او از احساسات و هیجانات مثبت و منفی خودشان صحبت کنند و شنونده خوبی برای همسر خود باشند. اصلاح این موارد به ظاهر ساده، قدم بسیار مهمی در درک متقابل زوجین از یکدیگر و بهبود ارتباط و توافق پذیری بین آنها میشود. از سوی دیگر از آنجایی که در محتوای پروتکل فراتشخیصی از تکنیک هایی ذهن آگاهی استفاده میشود که باعث میشود افراد قادر باشند در هر لحظه از احساسات و افکار خود آگاهی داشته باشند و با داشتن تمرکز بر خصلت توافق پذیری بتوانند در جهت بهبود ویژگیهای مذکور اقدام نمایند. یعنی این درمان با استفاده از تمرینهای مواجهه شخص را از احساسهای جسمانی خود آگـاه کرده و با بالا بردن افزایش تحمـل و استفاده از منطق رویاروییهای هیجانی موجب تغییر رفتار در آنان میشود(16). در حالیکه در درمان هیجان مدار صرفاً به شناسایی و تعدیل هیجانها پرداخته ولی برای تغییر رفتار به مثابه درمان فراتشخیصی تکنیکهای شناختی-رفتاری ارائه نمیدهـد. بر همین اسـاس تأثیـر درمـان فـراتشـخیـصی نسبـت به
درمان هیجانمدار در افزایـش توافقپذیری زنان با طلاق عـاطفی
بیشتر بوده و از نظر آماری معنادار است.
بر اساس یافتههای مذکور میتوان نتیجهگیری کرد که استفاده از محتوا و دستورالعملهای درمان هیجان مدار و فراتشخیصی در افزایش توافق پذیری و تعادل عاطفی زنان با طلاق عاطفی مفید است.
این مطالعه با محدودیتهایی روبرو بود که میتوان به موارد زیر اشاره کرد: هر چند در این پژوهش، با انتصاب تصادفی آزمودنیها به گروههای آزمایشی و کنترل تلاش شد متغیرهای مزاحم و سوگیری احتمالی کاهش یابد، اما برخی از ویژگیهای روانشناختی نظیر مهارتهای حل مسأله، تنظیم هیجان، تابآوری و کمالگرایی کنترل نشد. همچنین درمانگر یکی از مداخلات و پژوهشگر یکی بود که این امر ممکن است نتایج مربوط به پژوهش را تحت تأثیر قرار داده باشد. از سوی دیگر برای انتخاب نمونههای پژوهشی از روش نمونهگیری هدفمند استفاده شد.
برای رفع محدودیتهای یاد شده پیشنهاد میشود اثر متغیرهای مداخلهگر نظیر مهارتهای حل مسأله، تنظیم هیجان، تابآوری و کمالگرایی مورد مطالعه و کنترل قرار گیرد. در پژوهشهای بعدی جهت برای انتخاب نمونههای پژوهشی از روش نمونهگیری تصادفی استفاده شود. با توجه به اثربخش بودن درمانهای هیجانمدار و فراتشخیصی در افزایش توافقپذیری در زنان با طلاق عاطفی، پیشنهاد میشود در مراکز مشاوره روانشناسی از هر دو درمان برای مداخلات روانشناختی زنان دارای طلاق عاطفی استفاده شود.
ملاحظات اخلاقی
برای انجام این مطالعه کد IR.IAU.TON.REC.1403-178
از کمیته اخلاق دانشگاه آزاد اسلامی واحد تنکابن اخذ شد.
سهم نویسندگان
آرزو امیدپور گردآوری دادهها، جمعآوری پیشینه نظری و پژوهشی و کمک در اجرای پژوهش، دکتر ایرج شاکرینیا تحلیل آماری و دکتر بهمن اکبری امور مربوط به نگارش و ویراستاری نهایی را بر عهده داشتند. نویسندگان نسخه نهایی را مطالعه و تأیید نموده و مسئولیت پاسخگویی در قبال پژوهش را پذیرفتهاند.
حمایت مالی
پژوهش حاضر هیچگونه حمایت مالی از طرف هیچ سازمانی
دریافت نکرده است.
تضاد منافع
در این پژوهش هیچگونه تعارض منافعی توسط نویسندگان گزارش نشده است.
تقدیر و تشکر
نویسندگان مقاله بر خود لازم میدانند از معاونت محترم آموزشی و پژوهشی دانشگاه آزاد اسلامی واحد رشت و تمامی شرکتکنندگان ارجمند تشکر و قدردانی نمایند.
متن کامل: (217 مشاهده)
اثربخشی درمان هیجانمدار و فراتشخیصی بر توافقپذیری زنان با طلاق عاطفی
نویسندگان: آرزو امیدپور1، ایرج شاکرینیا2، بهمن اکبری3
1.دانشجوی دکتری روانشناسی عمومی، واحد رشت، دانشگاه آزاد اسلامی، رشت، ایران
2. نویسنده مسئول: دانشیار گروه روانشناسی، دانشگاه گیلان، رشت، ایران
تلفن: 09111382679 irajeshakerinia@guilan.ac.ir Email:
3.استاد گروه روانشناسی، واحد رشت، دانشگاه آزاد اسلامی، رشت، ایران
چکیده
مقدمه: طلاق عاطفی نوعی از جدایی است که در آن زن و شوهر اگر چه با هم در زیر یک سقف زندگی میکنند اما هیچ مهر و محبت و عاطفهای بین آنها حاکم نیست. پژوهش حاضر با هدف مقایسه اثربخشی درمان هیجانمدار و درمان فراتشخیصی بر توافقپذیری زنان با طلاق عاطفی انجام شد.
روش بررسی: روش پژوهش نیمهآزمایشی و طرح پژوهشی پیشآزمون-پسآزمون با گروه کنترل و دوره پیگیری سه ماهه بود. جامعه آماری شامل تعداد 110 نفر از زنان با طلاق عاطفی مراجعه کننده به مراکز مشاوره روانشناختی رشت در سال 1402 بود که از بین آنها نمونهای به تعداد 45 نفر به روش نمونهگیری هدفمند انتخاب و به صورت تصادفی در سه گروه قرار داده شدند. برای جمعآوری دادهها از پرسشنامههای طلاق عاطفی گاتمن و توافقپذیری کاستا و مککری استفاده شد. پروتکل درمان هیجانمدار گرینبرگ و جانسون برای یکی از گروهها و پروتکل درمان فراتشخیصی بارلو و همکاران نیز برای گروه آزمایشی دیگر اجرا شد. برای تحلیل دادهها از تحلیل واریانس با اندازهگیری مکرر استفاده شد.
یافتهها: نتایج نشان داد درمانهای هیجانمدار (001/0P˂ و 899/0Eta=) و فراتشخیصی (001/0P˂ و 906/0Eta=) بر توافقپذیری زنان با طلاق عاطفی اثربخش بود. از سوی دیگر درمان فراتشخیصی نسبت به درمان هیجانمدار اثر بیشتری بر توافقپذیری زنان با طلاق عاطفی داشت (001/0P˂). ماندگاری این نتایج تا مرحله پیگیری نیز حفظ شد.
نتیجهگیری: بر اساس یافتههای مذکور میتوان نتیجهگیری کرد که استفاده از محتوا و دستورالعملهای درمان هیجانمدار و فراتشخیصی در افزایش توافقپذیری زنان با طلاق عاطفی مفید است.
واژههای کلیدی: درمان هیجانمدار، درمان فراتشخیصی، توافقپذیری، طلاق عاطفی، زنان
این مقاله برگرفته از رساله دوره دکتری روانشناسی عمومی میباشد.
مقدمه
طلاق عاطفی نوعی از طلاق است که هیچجا به ثبت نمیرسد و مربوط به خانوادههایی است که به دلایلی مانند نگرشهای منفی، باورهای نادرست، ذهن بیمار، استرس و نگرانی، ناتوانی در تأمین نیازهای زندگی تصمیم میگیرند به اجبار زیر یک سقف زندگی کنند(1). طلاق عاطفی را نخستین مرحله فرایند طلاق میدانند و این امر رابطه زناشویی رو به زوال را نشان میدهد که در آن احساس تلخ بیگانگی با یگانگی و صمیمیت جایگزین شده است. شاید زن و شوهر تا پایان عمر مانند یک گروه اجتماعی در کنار هم بمانند اما جاذبه اعتماد دو طرف در دره عمیق فاصله سقوط کرده است(2).
از جمله عواملی که در پدیده طلاق عاطفی نقش دارد میتوان به توافقپذیری اشاره کرد. توافق یک ویژگی شخصیتی در خصوصیتهایِ رفتاریِ فردی است که بهعنوان خونگرم، قابل اعتماد، همدل، مهربان، دلسوز، نوعدوست، متواضع و با ملاحظه شناخته شده است(3). افرادی که از نظر توافق پذیری بالا هستند، به طور طبیعی همدلی را تجربه میکنند و تمایل دارند که از خدمت به دیگران و مراقبت از آنها لذت فوقالعادهای ببرند. افراد توافقپذیر اعتماد و بخشش دارند و ترجیح میدهند همکاری کنند تا اینکه با دیگران رقابت کنند. افراد موافق در هر شرایطی به دنبال نقاط مثبت هستند و جنبه خوب همه چیز را میبینند. این افراد به احساسات منفی شخصیت خودشان اهمیت میدهند و به آنها رسیدگی میکنند؛ همچنین از درگیری و دعوا اجتناب میکنند(4). اکبرزاده و زهراکار(5) در پژوهشی نتیجه گرفتند بین مؤلفههای توافقپذیری با سازگاری زناشویی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد.
یکی از مداخلات روان شناختی که به نظر میرسد در درمان ریشهای طلاق عاطفی و عوامل مرتبط با آن مؤثر باشد، درمان هیجانمدار است. این درمان رویکردی یکپارچه از تلفیق سه دیدگاه سیستماتیک، تجربهگرایی و نظریه دلبستگی بزرگسالان است که هیجانـات را به عنوان عوامل درون فـردی و روابط هیجانـی را بهعنوان عاملی بین فردی در سازماندهی الگوهای ارتباطی زوجیـن، محـور درمـان و تلاشهای درمـانی قرار میدهد(6). از نظر این رویکرد، هر یک از زوجین با انتظارات و تجاربی از گذشته خود وارد رابطه کنونی میشوند که نقش مهمی در چگونگی پاسخ دهی آنها به همسر خود دارد. از این رو آشکارسازی هیجانات و نیازهای دلبستگی و نیز پاسخگویی شریک صمیمی به این نیازها برای ایجاد پیوند هیجانی فرایند تغییر در زوج درمانی هیجان مدار ضروری است(7). گیرارد و وولی(8) اثربخشی زوج درمانی هیجان مدار را در یک مطالعه موردی بررسی کردند که نتایج کاهش تفاوت در میل جنسی زوجین را نشان داد. همچنین حیدریی و اقبال(9) در پژوهشی نشان داد که بین دشواری در تنظیم هیجان و رضایـت زناشویی زوجیـن و بین سبک اجتنـابی در رضایت زناشویی زوجین رابطه منفی معنادار وجود دارد.
یکی دیگر از مداخلات روان شناختی که میتواند در درمان طلاق عاطفی مؤثر باشد، درمان فراتشخیصی است. در درمان فراتشخیصی اصول و پروتکلهای درمانی یکسانی برای اختلالهای هیجانی مختلف بهکار میرود. با اینکه این درمان ریشه در درمان شناختی-رفتاری دارد ولی بر هیجانها و راهبردهای ناسازگارانه تنظیم هیجان تأکید میکند. تجربه هیجانی و پاسخ به هیجانها پایه اصلی در رویکرد فراتشخیصی است(10). از لحاظ نظری، درمانهای فراتشخیصی باید درمانگر را قادر سازند تا فرآیندهای تداوم بخش مشترک بین اختلالات موجود را مفهومسازی نماید، راهبردهای درمانی مبتنی بر شواهد را در قالب یک پروتکل ارائه نماید، کارآمدی و کارایی درمان را افزایش دهد، نیاز به راهنماهای درمانی چندگانه را کاهش دهد و اجرای راحت آنرا تسهیل نماید(11). درمان فراتشخیصی یک پروتکل یکپارچه محسوب میشود که با استفاده از توانشهای تنظیم هیجان، برای دامنه گستردهای از اختلالهای هیجانی قابلیت کاربرد دارد(12). پورحجازی و همکاران(13) در پژوهشی نشان دادند در اثر آموزش درمان فراتشخیصی، میانگین نمره پس آزمون طلاق عاطفی و دلزدگی زناشویی گروه آزمایش نسبت به پیشآزمون کاهش معناداری داشت.
با توجه به مطالب گفتـه شده میتوان گفت در درمان فراتشخیصی اصول و پروتکلهای درمانی یکسانی برای اختلالهای هیجانی مختلف بهکار میرود. با اینکه این درمان ریشه در درمان شناختی-رفتاری دارد ولی بر هیجانها و راهبردهای ناسازگارانه تنظیم هیجان تأکید میکند. تجربه هیجانی و پاسخ به هیجانها پایه اصلی در رویکرد فراتشخیصی است(14). از سوی دیگر در درمان هیجانمدار از رویکردی یکپارچه که تلفیقی از سه دیدگاه سیستماتیک، تجربهگرایی و نظریه دلبستگی بزرگسالان است استفاده میشود. در این درمان هیجانات به عنوان عوامل درونفردی و روابط هیجانی به عنوان عاملی بین فردی در سازماندهی الگوهای ارتباطی زوجین، محور درمان و تلاشهای درمانی قرار میگیرد(15). بنابراین یکی از چالشهای موجود، عدم وجود پژوهشهایی است که دو روش درمانی هیجان مدار و فراتشخیصی را مورد مقایسه قرار داده باشد، است. همچنین نتایج مطالعات پیشین حکایت از شیوع طلاق عاطفی در جامعه دارد. بهطور نمونه حبیبالهزاده و همکاران(16) در پژوهشی گزارش کردند که میزان شیوع طلاق عاطفی در بین همسران ایرانی 9/40 درصد است که بیانگر شیوع بالای طلاق عاطفی میباشد.
انجام این پژوهش نیز از آن جهت ضرورت پیدا میکند که تعداد کثیری از افراد جامعه را زنان با طلاق عاطفی تشکیل میدهند. از طرفی پژوهشهای قابل توجهی در این خصوص انجام نشده است. بنابراین انجام این پژوهش میتواند نتایج بنیادی و کاربردی زیادی داشته باشد. بدین صورت که با مطالعه و بررسی منابع مرتبط با مبانی نظری، مباحث جدیدی در این زمینه ارائه میشود. ضمن این که یافتههای حاصل از این تحقیق به طور کاربردی مورد استفاده قرار خواهد گرفت. در همین خصوص سازمانها و افراد حقیقی مختلفی از یافتههای این تحقیق بهرهمند خواهند شد که از آن جمله میتوان به سازمان بهزیستی، کلینیکهای مشاوره خانواده، روانشناسان، مشاوران و مددکاران، محققان و کلیه افرادی که علاقهمند به کسب اطلاعات پیرامون موضوع رساله حاضر باشند، اشاره کرد. بر همین اساس انجام پژوهش حاضر تلاشی برای پوشش خلاء یاد شده بوده و با هدف مقایسه اثربخشی درمان هیجانمدار و درمان فراتشخیصی بر توافق پذیری زنان با طلاق عاطفی انجام شد.
روش بررسی
روش این پژوهش از نوع نیمه آزمایشی و طرح پژوهشی پیشآزمون- پسآزمون با گروه کنترل و دوره پیگیری 3 ماهه بود. جامعه آماری شامل تعداد 110 از زنان با طلاق عاطفی بودند که در نیمه دوم سال 1402 به کلینیکهای روان شناختی بهار، طرحواره نو و ندای مهرگان شهر رشت مراجعه داشتند. در همین رابطه تعداد 45 نفر از زنان یاد شده به صورت نمونهگیری هدفمند انتخاب و به صورت تصادفی به سه گروه (15 نفر در گروه آزمایشی درمان هیجان مدار، 15 نفر در گروه آزمایشی درمان فراتشخیصی و 15 نفر در گروه کنترل) جایدهی شدند. حجم قابل قبول برای پژوهشهای آزمایشی و نیمهآزمایشی برای هر گروه 15 نفر در نظر گرفته میشود(17). برای انتخاب نمونه پژوهشی ابتدا تمامی 110 نفر زنان جامعه آماری پرسشنامه طلاق عاطفی را تکمیل کردند. بعد از تجزیه و تحلیل نتایج پاسخها مشخص شد که تعداد 61 نفر از آنان شرایط اولیه لازم جهت ورود به مطالعه را دارند. معیارهای ورود به پژوهش شامل داشتن تمایل به شرکت در پژوهش و تأیید فرم رضایت آگاهانه، کسب نمره بیشتر از 12 در پرسشنامه طلاق عاطفی، کسب نمره کمتر از 36 در پرسشنامه توافقپذیری، حداقل تحصیلات دیپلم، دامنه سنی بین 25 تا 35 سال، مدت ازدواج 10 سال و کمتر، حداکثر تعداد فرزندان 2 نفر و معیارهای خروج از پژوهش نیز شامل؛ غیبت در بیش از 2 جلسه در جلسات درمانی، شرکت کردن همزمان در هر نوع مداخله آموزشی دیگر، بیپاسخ گذاشتن حداقل 5 درصد از سؤالات پرسشنامهها و تحت نظر روانپزشک و مصرف دارو بود. در راستای رعایت اصول اخلاقی پژوهش به منظور حفظ حقوق شرکتکنندگان، علاوه بر اخذ فرم رضایت آگاهانه، توضیحات لازم در زمینه اهداف پژوهش و روال آن به همه شرکتکنندگان ارائه شد. حق شرکت یا عدم شرکت در پژوهش و نبودن اجبار برای همه شرکتکنندگان تصریح شد. همچنین به همه آنها اطمینان داده شد که اطلاعات فردی آنها طبق اصل رازداری پژوهش محرمانه میماند و دادههایی که انتشار مییابد بدون درج شناسه خصوصی بوده و به صورت گروهی تحلیل میشوند و پس از سه ماه از انتشار مقاله تمامی دادهها از بین خواهد رفت. برای تجزیه و تحلیل دادهها از روشهای آمار استنباطی تحلیل واریانس با طرح اندازهگیری مکرر و آزمون تعقیبی بنفرونی و از نرمافزار SPSS ویراست 26 استفاده شد. ابزارهای پژوهش عبارت بودند از:
پرسشنامه طلاق عاطفی: برای سنجش طلاق عاطفی از پرسشنامه طلاق عاطفی گاتمن و گاتمن(18) استفاده شد. این ابزار دارای 24 سؤال بوده و بهصورت بله (1) و خیر (صفر) نمرهگذاری میشود. حداقل و حداکثر نمره آن بهترتیب صفر و 24 و نقطه برش آن نیز 12 میباشد. گاتمن و گاتمن(18) روایی این ابزار را با استفاده از روش تحلیل عاملی 72/0 بهدست آورده و پایایی آن را با استفاده از روش ضریب آلفای کرونباخ 70/0 محاسبه کردند. رمضانیفر و همکاران(2) نیز در پژوهشی ضمن تأیید روایی محتوایی ابزار مذکور با استفاده از نظرات متخصصان روانشناسی، پایایی آنرا با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ 82/0 محاسبه کردهاند. در پژوهش حاضر نیز روایی این ابزار از سوی استادان راهنما و مشاور مورد تأیید قرار گرفت و پایایی آن با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ 73/0 محاسبه شد.
پرسشنامه توافقپذیری: برای سنجش توافقپذیری از پرسشنامه شخصیتـی نئو استفـاده شد. این پرسشنامه توسط کاستـا و مککری(19) ساخته شده و دارای 60 سـؤال است که در طیف 5 درجهای لیکرت شامل کاملاً مخالف (1)، مخالف (2)، بیتفـاوت(3)، موافــق(4) و کاملاً موافــق(5) نمـرهگذاری میشـود. در ایـن پژوهـش یکـی از خـرده مقیـاسها یعنـی توافقپذیری (سؤالات؛ 4، 9، 14، 19، 24، 29، 34، 39، 44، 49، 54 و 59) استفاده شد. حداقل و حداکثر نمره آن به ترتیب 12 و 60 و نقطه برش آن نیز 36 میباشد. کاستا و مککری(21) روایی این ابزار را با استفاده از روش تحلیل عاملی 86/0 بهدست آورده و پایایی آن را با استفاده از روش ضریب آلفای کرونباخ 68/0 محاسبه کردند. رستمی و همکاران(20) نیز در پژوهشی نیز ضمن تأیید روایی محتوایی ابزار مذکور با استفاده از نظرات متخصصان روان شناسی، پایایی آن را با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ 73/0 محاسبه کردهاند. در پژوهش حاضر نیز روایی این ابزار از سوی استادان راهنما و مشاور مورد تأیید قرار گرفت و پایایی آن با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ 80/0 محاسبه شد.
پروتکل درمان هیجان مدار: برای مداخله درمانی هیجان مدار از پروتکلـی که توسـط گرینبـرگ و جانسـون(21) ساختـه شده استفاده شد. این برنامه درمـانی در 8 جلسه 60 دقیقـهای اجرا میشود. زمان اجرای این پروتکل از 18 فروردین 1402 لغایت 31 اردیبهشت 1402 از ساعت 10 الی 11 در محل کلینیک روانشناختی طرحواره نو بود. دوره پیگیری بعد از گذشت 3 ماه در تاریخ 1 شهریور 1402 ساعت 10 الی 11 در همان کلینیک انجام شـد. پروتکـل مذکـور توسـط یکی از متخصصـان روانشناسی (دکتر سمیه جاهدی) اجرا شد. روایی محتوایی پروتکل درمان هیجانمدار از سوی تعداد 5 نفر از متخصصان روان شناسی دانشگاه آزاد اسلامی واحد رشت مورد تأیید قرار گرفت. خلاصه محتوای جلسات درمانی مذکور به شرح جدول 1 میباشد.
پروتکل درمان فراتشخیصی: برای مداخله درمانی فراتشخیصی از پروتکلی که توسط بارلو و همکاران(22) ساخته شده استفاده شد. این برنامه درمانی در 12 جلسه 60 دقیقهای اجرا میشود. زمان اجرای این پروتکل از 18 فروردین 1402 لغایت 31 اردیبهشت 1402 از ساعت 10 الی 11 در محل کلینیک روانشناختی طرحواره نو بود. دوره پیگیری بعد از گذشت 3 ماه در تاریخ 1 شهریور 1402 ساعت 10 الی 11 در همان کلینیک انجام شد. پروتکل مذکور توسط دانشجوی نویسنده رساله پیشرو (آرزو امیدپور) اجرا شد. روایی محتوایی پروتکل درمان فراتشخیصی از سوی تعداد 5 نفر از متخصصان روانشناسی دانشگاه آزاد اسلامی واحد رشت مورد تأیید قرار گرفت. خلاصه محتوای جلسات درمانی مذکور به شرح جدول 2 میباشد.
نویسندگان: آرزو امیدپور1، ایرج شاکرینیا2، بهمن اکبری3
1.دانشجوی دکتری روانشناسی عمومی، واحد رشت، دانشگاه آزاد اسلامی، رشت، ایران
2. نویسنده مسئول: دانشیار گروه روانشناسی، دانشگاه گیلان، رشت، ایران
تلفن: 09111382679 irajeshakerinia@guilan.ac.ir Email:
3.استاد گروه روانشناسی، واحد رشت، دانشگاه آزاد اسلامی، رشت، ایران
چکیده
مقدمه: طلاق عاطفی نوعی از جدایی است که در آن زن و شوهر اگر چه با هم در زیر یک سقف زندگی میکنند اما هیچ مهر و محبت و عاطفهای بین آنها حاکم نیست. پژوهش حاضر با هدف مقایسه اثربخشی درمان هیجانمدار و درمان فراتشخیصی بر توافقپذیری زنان با طلاق عاطفی انجام شد.
روش بررسی: روش پژوهش نیمهآزمایشی و طرح پژوهشی پیشآزمون-پسآزمون با گروه کنترل و دوره پیگیری سه ماهه بود. جامعه آماری شامل تعداد 110 نفر از زنان با طلاق عاطفی مراجعه کننده به مراکز مشاوره روانشناختی رشت در سال 1402 بود که از بین آنها نمونهای به تعداد 45 نفر به روش نمونهگیری هدفمند انتخاب و به صورت تصادفی در سه گروه قرار داده شدند. برای جمعآوری دادهها از پرسشنامههای طلاق عاطفی گاتمن و توافقپذیری کاستا و مککری استفاده شد. پروتکل درمان هیجانمدار گرینبرگ و جانسون برای یکی از گروهها و پروتکل درمان فراتشخیصی بارلو و همکاران نیز برای گروه آزمایشی دیگر اجرا شد. برای تحلیل دادهها از تحلیل واریانس با اندازهگیری مکرر استفاده شد.
یافتهها: نتایج نشان داد درمانهای هیجانمدار (001/0P˂ و 899/0Eta=) و فراتشخیصی (001/0P˂ و 906/0Eta=) بر توافقپذیری زنان با طلاق عاطفی اثربخش بود. از سوی دیگر درمان فراتشخیصی نسبت به درمان هیجانمدار اثر بیشتری بر توافقپذیری زنان با طلاق عاطفی داشت (001/0P˂). ماندگاری این نتایج تا مرحله پیگیری نیز حفظ شد.
نتیجهگیری: بر اساس یافتههای مذکور میتوان نتیجهگیری کرد که استفاده از محتوا و دستورالعملهای درمان هیجانمدار و فراتشخیصی در افزایش توافقپذیری زنان با طلاق عاطفی مفید است.
واژههای کلیدی: درمان هیجانمدار، درمان فراتشخیصی، توافقپذیری، طلاق عاطفی، زنان
این مقاله برگرفته از رساله دوره دکتری روانشناسی عمومی میباشد.
مقدمه
طلاق عاطفی نوعی از طلاق است که هیچجا به ثبت نمیرسد و مربوط به خانوادههایی است که به دلایلی مانند نگرشهای منفی، باورهای نادرست، ذهن بیمار، استرس و نگرانی، ناتوانی در تأمین نیازهای زندگی تصمیم میگیرند به اجبار زیر یک سقف زندگی کنند(1). طلاق عاطفی را نخستین مرحله فرایند طلاق میدانند و این امر رابطه زناشویی رو به زوال را نشان میدهد که در آن احساس تلخ بیگانگی با یگانگی و صمیمیت جایگزین شده است. شاید زن و شوهر تا پایان عمر مانند یک گروه اجتماعی در کنار هم بمانند اما جاذبه اعتماد دو طرف در دره عمیق فاصله سقوط کرده است(2).
از جمله عواملی که در پدیده طلاق عاطفی نقش دارد میتوان به توافقپذیری اشاره کرد. توافق یک ویژگی شخصیتی در خصوصیتهایِ رفتاریِ فردی است که بهعنوان خونگرم، قابل اعتماد، همدل، مهربان، دلسوز، نوعدوست، متواضع و با ملاحظه شناخته شده است(3). افرادی که از نظر توافق پذیری بالا هستند، به طور طبیعی همدلی را تجربه میکنند و تمایل دارند که از خدمت به دیگران و مراقبت از آنها لذت فوقالعادهای ببرند. افراد توافقپذیر اعتماد و بخشش دارند و ترجیح میدهند همکاری کنند تا اینکه با دیگران رقابت کنند. افراد موافق در هر شرایطی به دنبال نقاط مثبت هستند و جنبه خوب همه چیز را میبینند. این افراد به احساسات منفی شخصیت خودشان اهمیت میدهند و به آنها رسیدگی میکنند؛ همچنین از درگیری و دعوا اجتناب میکنند(4). اکبرزاده و زهراکار(5) در پژوهشی نتیجه گرفتند بین مؤلفههای توافقپذیری با سازگاری زناشویی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد.
یکی از مداخلات روان شناختی که به نظر میرسد در درمان ریشهای طلاق عاطفی و عوامل مرتبط با آن مؤثر باشد، درمان هیجانمدار است. این درمان رویکردی یکپارچه از تلفیق سه دیدگاه سیستماتیک، تجربهگرایی و نظریه دلبستگی بزرگسالان است که هیجانـات را به عنوان عوامل درون فـردی و روابط هیجانـی را بهعنوان عاملی بین فردی در سازماندهی الگوهای ارتباطی زوجیـن، محـور درمـان و تلاشهای درمـانی قرار میدهد(6). از نظر این رویکرد، هر یک از زوجین با انتظارات و تجاربی از گذشته خود وارد رابطه کنونی میشوند که نقش مهمی در چگونگی پاسخ دهی آنها به همسر خود دارد. از این رو آشکارسازی هیجانات و نیازهای دلبستگی و نیز پاسخگویی شریک صمیمی به این نیازها برای ایجاد پیوند هیجانی فرایند تغییر در زوج درمانی هیجان مدار ضروری است(7). گیرارد و وولی(8) اثربخشی زوج درمانی هیجان مدار را در یک مطالعه موردی بررسی کردند که نتایج کاهش تفاوت در میل جنسی زوجین را نشان داد. همچنین حیدریی و اقبال(9) در پژوهشی نشان داد که بین دشواری در تنظیم هیجان و رضایـت زناشویی زوجیـن و بین سبک اجتنـابی در رضایت زناشویی زوجین رابطه منفی معنادار وجود دارد.
یکی دیگر از مداخلات روان شناختی که میتواند در درمان طلاق عاطفی مؤثر باشد، درمان فراتشخیصی است. در درمان فراتشخیصی اصول و پروتکلهای درمانی یکسانی برای اختلالهای هیجانی مختلف بهکار میرود. با اینکه این درمان ریشه در درمان شناختی-رفتاری دارد ولی بر هیجانها و راهبردهای ناسازگارانه تنظیم هیجان تأکید میکند. تجربه هیجانی و پاسخ به هیجانها پایه اصلی در رویکرد فراتشخیصی است(10). از لحاظ نظری، درمانهای فراتشخیصی باید درمانگر را قادر سازند تا فرآیندهای تداوم بخش مشترک بین اختلالات موجود را مفهومسازی نماید، راهبردهای درمانی مبتنی بر شواهد را در قالب یک پروتکل ارائه نماید، کارآمدی و کارایی درمان را افزایش دهد، نیاز به راهنماهای درمانی چندگانه را کاهش دهد و اجرای راحت آنرا تسهیل نماید(11). درمان فراتشخیصی یک پروتکل یکپارچه محسوب میشود که با استفاده از توانشهای تنظیم هیجان، برای دامنه گستردهای از اختلالهای هیجانی قابلیت کاربرد دارد(12). پورحجازی و همکاران(13) در پژوهشی نشان دادند در اثر آموزش درمان فراتشخیصی، میانگین نمره پس آزمون طلاق عاطفی و دلزدگی زناشویی گروه آزمایش نسبت به پیشآزمون کاهش معناداری داشت.
با توجه به مطالب گفتـه شده میتوان گفت در درمان فراتشخیصی اصول و پروتکلهای درمانی یکسانی برای اختلالهای هیجانی مختلف بهکار میرود. با اینکه این درمان ریشه در درمان شناختی-رفتاری دارد ولی بر هیجانها و راهبردهای ناسازگارانه تنظیم هیجان تأکید میکند. تجربه هیجانی و پاسخ به هیجانها پایه اصلی در رویکرد فراتشخیصی است(14). از سوی دیگر در درمان هیجانمدار از رویکردی یکپارچه که تلفیقی از سه دیدگاه سیستماتیک، تجربهگرایی و نظریه دلبستگی بزرگسالان است استفاده میشود. در این درمان هیجانات به عنوان عوامل درونفردی و روابط هیجانی به عنوان عاملی بین فردی در سازماندهی الگوهای ارتباطی زوجین، محور درمان و تلاشهای درمانی قرار میگیرد(15). بنابراین یکی از چالشهای موجود، عدم وجود پژوهشهایی است که دو روش درمانی هیجان مدار و فراتشخیصی را مورد مقایسه قرار داده باشد، است. همچنین نتایج مطالعات پیشین حکایت از شیوع طلاق عاطفی در جامعه دارد. بهطور نمونه حبیبالهزاده و همکاران(16) در پژوهشی گزارش کردند که میزان شیوع طلاق عاطفی در بین همسران ایرانی 9/40 درصد است که بیانگر شیوع بالای طلاق عاطفی میباشد.
انجام این پژوهش نیز از آن جهت ضرورت پیدا میکند که تعداد کثیری از افراد جامعه را زنان با طلاق عاطفی تشکیل میدهند. از طرفی پژوهشهای قابل توجهی در این خصوص انجام نشده است. بنابراین انجام این پژوهش میتواند نتایج بنیادی و کاربردی زیادی داشته باشد. بدین صورت که با مطالعه و بررسی منابع مرتبط با مبانی نظری، مباحث جدیدی در این زمینه ارائه میشود. ضمن این که یافتههای حاصل از این تحقیق به طور کاربردی مورد استفاده قرار خواهد گرفت. در همین خصوص سازمانها و افراد حقیقی مختلفی از یافتههای این تحقیق بهرهمند خواهند شد که از آن جمله میتوان به سازمان بهزیستی، کلینیکهای مشاوره خانواده، روانشناسان، مشاوران و مددکاران، محققان و کلیه افرادی که علاقهمند به کسب اطلاعات پیرامون موضوع رساله حاضر باشند، اشاره کرد. بر همین اساس انجام پژوهش حاضر تلاشی برای پوشش خلاء یاد شده بوده و با هدف مقایسه اثربخشی درمان هیجانمدار و درمان فراتشخیصی بر توافق پذیری زنان با طلاق عاطفی انجام شد.
روش بررسی
روش این پژوهش از نوع نیمه آزمایشی و طرح پژوهشی پیشآزمون- پسآزمون با گروه کنترل و دوره پیگیری 3 ماهه بود. جامعه آماری شامل تعداد 110 از زنان با طلاق عاطفی بودند که در نیمه دوم سال 1402 به کلینیکهای روان شناختی بهار، طرحواره نو و ندای مهرگان شهر رشت مراجعه داشتند. در همین رابطه تعداد 45 نفر از زنان یاد شده به صورت نمونهگیری هدفمند انتخاب و به صورت تصادفی به سه گروه (15 نفر در گروه آزمایشی درمان هیجان مدار، 15 نفر در گروه آزمایشی درمان فراتشخیصی و 15 نفر در گروه کنترل) جایدهی شدند. حجم قابل قبول برای پژوهشهای آزمایشی و نیمهآزمایشی برای هر گروه 15 نفر در نظر گرفته میشود(17). برای انتخاب نمونه پژوهشی ابتدا تمامی 110 نفر زنان جامعه آماری پرسشنامه طلاق عاطفی را تکمیل کردند. بعد از تجزیه و تحلیل نتایج پاسخها مشخص شد که تعداد 61 نفر از آنان شرایط اولیه لازم جهت ورود به مطالعه را دارند. معیارهای ورود به پژوهش شامل داشتن تمایل به شرکت در پژوهش و تأیید فرم رضایت آگاهانه، کسب نمره بیشتر از 12 در پرسشنامه طلاق عاطفی، کسب نمره کمتر از 36 در پرسشنامه توافقپذیری، حداقل تحصیلات دیپلم، دامنه سنی بین 25 تا 35 سال، مدت ازدواج 10 سال و کمتر، حداکثر تعداد فرزندان 2 نفر و معیارهای خروج از پژوهش نیز شامل؛ غیبت در بیش از 2 جلسه در جلسات درمانی، شرکت کردن همزمان در هر نوع مداخله آموزشی دیگر، بیپاسخ گذاشتن حداقل 5 درصد از سؤالات پرسشنامهها و تحت نظر روانپزشک و مصرف دارو بود. در راستای رعایت اصول اخلاقی پژوهش به منظور حفظ حقوق شرکتکنندگان، علاوه بر اخذ فرم رضایت آگاهانه، توضیحات لازم در زمینه اهداف پژوهش و روال آن به همه شرکتکنندگان ارائه شد. حق شرکت یا عدم شرکت در پژوهش و نبودن اجبار برای همه شرکتکنندگان تصریح شد. همچنین به همه آنها اطمینان داده شد که اطلاعات فردی آنها طبق اصل رازداری پژوهش محرمانه میماند و دادههایی که انتشار مییابد بدون درج شناسه خصوصی بوده و به صورت گروهی تحلیل میشوند و پس از سه ماه از انتشار مقاله تمامی دادهها از بین خواهد رفت. برای تجزیه و تحلیل دادهها از روشهای آمار استنباطی تحلیل واریانس با طرح اندازهگیری مکرر و آزمون تعقیبی بنفرونی و از نرمافزار SPSS ویراست 26 استفاده شد. ابزارهای پژوهش عبارت بودند از:
پرسشنامه طلاق عاطفی: برای سنجش طلاق عاطفی از پرسشنامه طلاق عاطفی گاتمن و گاتمن(18) استفاده شد. این ابزار دارای 24 سؤال بوده و بهصورت بله (1) و خیر (صفر) نمرهگذاری میشود. حداقل و حداکثر نمره آن بهترتیب صفر و 24 و نقطه برش آن نیز 12 میباشد. گاتمن و گاتمن(18) روایی این ابزار را با استفاده از روش تحلیل عاملی 72/0 بهدست آورده و پایایی آن را با استفاده از روش ضریب آلفای کرونباخ 70/0 محاسبه کردند. رمضانیفر و همکاران(2) نیز در پژوهشی ضمن تأیید روایی محتوایی ابزار مذکور با استفاده از نظرات متخصصان روانشناسی، پایایی آنرا با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ 82/0 محاسبه کردهاند. در پژوهش حاضر نیز روایی این ابزار از سوی استادان راهنما و مشاور مورد تأیید قرار گرفت و پایایی آن با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ 73/0 محاسبه شد.
پرسشنامه توافقپذیری: برای سنجش توافقپذیری از پرسشنامه شخصیتـی نئو استفـاده شد. این پرسشنامه توسط کاستـا و مککری(19) ساخته شده و دارای 60 سـؤال است که در طیف 5 درجهای لیکرت شامل کاملاً مخالف (1)، مخالف (2)، بیتفـاوت(3)، موافــق(4) و کاملاً موافــق(5) نمـرهگذاری میشـود. در ایـن پژوهـش یکـی از خـرده مقیـاسها یعنـی توافقپذیری (سؤالات؛ 4، 9، 14، 19، 24، 29، 34، 39، 44، 49، 54 و 59) استفاده شد. حداقل و حداکثر نمره آن به ترتیب 12 و 60 و نقطه برش آن نیز 36 میباشد. کاستا و مککری(21) روایی این ابزار را با استفاده از روش تحلیل عاملی 86/0 بهدست آورده و پایایی آن را با استفاده از روش ضریب آلفای کرونباخ 68/0 محاسبه کردند. رستمی و همکاران(20) نیز در پژوهشی نیز ضمن تأیید روایی محتوایی ابزار مذکور با استفاده از نظرات متخصصان روان شناسی، پایایی آن را با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ 73/0 محاسبه کردهاند. در پژوهش حاضر نیز روایی این ابزار از سوی استادان راهنما و مشاور مورد تأیید قرار گرفت و پایایی آن با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ 80/0 محاسبه شد.
پروتکل درمان هیجان مدار: برای مداخله درمانی هیجان مدار از پروتکلـی که توسـط گرینبـرگ و جانسـون(21) ساختـه شده استفاده شد. این برنامه درمـانی در 8 جلسه 60 دقیقـهای اجرا میشود. زمان اجرای این پروتکل از 18 فروردین 1402 لغایت 31 اردیبهشت 1402 از ساعت 10 الی 11 در محل کلینیک روانشناختی طرحواره نو بود. دوره پیگیری بعد از گذشت 3 ماه در تاریخ 1 شهریور 1402 ساعت 10 الی 11 در همان کلینیک انجام شـد. پروتکـل مذکـور توسـط یکی از متخصصـان روانشناسی (دکتر سمیه جاهدی) اجرا شد. روایی محتوایی پروتکل درمان هیجانمدار از سوی تعداد 5 نفر از متخصصان روان شناسی دانشگاه آزاد اسلامی واحد رشت مورد تأیید قرار گرفت. خلاصه محتوای جلسات درمانی مذکور به شرح جدول 1 میباشد.
پروتکل درمان فراتشخیصی: برای مداخله درمانی فراتشخیصی از پروتکلی که توسط بارلو و همکاران(22) ساخته شده استفاده شد. این برنامه درمانی در 12 جلسه 60 دقیقهای اجرا میشود. زمان اجرای این پروتکل از 18 فروردین 1402 لغایت 31 اردیبهشت 1402 از ساعت 10 الی 11 در محل کلینیک روانشناختی طرحواره نو بود. دوره پیگیری بعد از گذشت 3 ماه در تاریخ 1 شهریور 1402 ساعت 10 الی 11 در همان کلینیک انجام شد. پروتکل مذکور توسط دانشجوی نویسنده رساله پیشرو (آرزو امیدپور) اجرا شد. روایی محتوایی پروتکل درمان فراتشخیصی از سوی تعداد 5 نفر از متخصصان روانشناسی دانشگاه آزاد اسلامی واحد رشت مورد تأیید قرار گرفت. خلاصه محتوای جلسات درمانی مذکور به شرح جدول 2 میباشد.
جدول 1: خلاصه محتوای جلسات درمان هیجانمدار گرینبرگ و جانسون(21)
| جلسات | محتوای جلسات |
| اول | ﺑﺮﻗﺮاری راﺑﻄﻪ درﻣﺎﻧﻰ ﺑﺎ ﻣﺮاﺟﻌﺎن (راﺑﻄﻪ ﻣﺒﺘﻨﻰ ﺑﺮ ﻫﻤﺪﻟﻰ و ﺑﺎزﺧﻮرد اﺣﺴﺎﺳﺎت) |
| دوم | ﺷﺮوع آﮔﺎﻫﻰ ﻫﻴﺠﺎﻧﻰ و ﺗﻮزﻳﻊ ﺑﺮﮔﻪﻫﺎی ﺛﺒﺖ ﻫﻴﺠﺎﻧﻰ، ﺷﻨﺎﺳﺎﻳﻰ اﻓﻜﺎر ﻫﻮﺷﻤﻨﺪ ﺑﻪ ﻟﺤﺎظ ﻫﻴﺠﺎﻧﻰ |
| سوم | بیان پیامدهای عمل خشونتآمیز و قلدری و موانع و محدودیتهای پشیمانی و بخشش خود |
| چهارم | بیان و آشکار کردن جنبههای متضاد شناسایی شده در تکالیف خانگی |
| پنجم | ادامه تکنیک مبتنی بر ذهن آگاهی و هوشیاری |
| ششم | اجازه به مراجعان جهت ابراز ندامت و پشیمانی خود از عمل قلدری و تعیین رفتارهای جبرانی |
| هفتم | جایگزین کردن احساسات بخشش خود با احساسات منفی باقیمانده |
| هشتم | شناسایی موارد پیشرفت و نحوه حفظ این عایدات و مراسم پایانی |
| جلسات | محتوای جلسات |
| اول | افزایش انگیزه با مصاحبه انگیزشی برای مشارکت و درگیری آزمودنیها در طول درمان و ارائه منطق درمان |
| دوم | ارائه آموزش روانی در خصوص بازشناسی هیجانها و ردپای تجارب هیجانی |
| سوم و چهارم | آموزش آگاهی هیجانی، یادگیری مشاهده تجارب هیجانی (هیجانها و واکنش به هیجانها) |
| پنجم | ارزیابی و ارزیابی مجدد شناختی |
| ششم | اجتناب از هیجان |
| هفتم | رفتارهای ناشی از هیجان |
| هشتم | آگاهی و تحمل احساسهای جسمانی |
| نهم، دهم و یازدهم | رویاروییهای احساسی و هیجان مبتنی بر موقعیت |
| دوازدهم | پیشگیری از عود |
یافته ها
در پژوهش حاضر تعداد 45 نفر از زنان با تجربه طلاق عاطفی (15 نفر گروه درمان هیجانمدار، 15 نفر گروه درمان فراتشخیصی و 15 نفر گروه کنترل) شرکت داشتند. میانگین و انحراف معیار سن شرکت کنندگان در گروه درمان هیجان مدار 58/2±87/29، گروه درمان فراتشخیصی 47/1±75/30 و در گروه کنترل 33/2±14/30 سال بود. نتایج نشان داد تفاوت معناداری بین سن، تحصیلات، مدت ازدواج و تعداد فرزندان آزمودنیهای گروههای آزمایش و کنترل وجود نداشت.
از سوی دیگر نتایج یافتههای توصیفی نشان داد میانگین (و انحراف معیار) متغیر توافقپذیری در گروه آزمایشی هیجانمدار، پیشآزمون 00/32 (و 81/1)، پسآزمون 73/38 (و 94/1) و پیگیری 06/37 (و 79/1)؛ در گروه فراتشخیصی، پیشآزمون 46/31 (و 35/1)، پسآزمون 06/40 (و 90/1) و پیگیری 66/32 (و 67/1) و در گروه کنترل پیشآزمون 06/37 (و 79/1)، پسآزمون 40/39 (84/1) و پیگیری 73/31 (70/1) میباشد. بهعبـارت دیگـر گـروههـای آزمایـشی پـس از دریـافـت درمـان
هیـجـان مدار و درمـان فراتشخیصـی از تـوافـقپـذیـری بالاتـری
برخوردار شدند.
قبل از استفاده از آزمون تحلیل واریانس با اندازهگیری مکرر جهت رعایت فرضهای آن از آزمونهای شاپیرو-ویلک، امباکس و لوین استفاده شد. فرض صفر برای نرمال بودن توزیع نمره متغیر توافقپذیری تأیید شد. به عبارت دیگر سطح عدم معناداری شاخص شاپیرو-ویلک بیانگر نرمال بودن توزیع نمره در مراحل پیشآزمون و پسآزمون برای متغیر توافقپذیری (101/0=P) بود.
بر اساس آزمون باکس که برای هیچیک از متغیرها معنادار نبوده است، شرط همگنی ماتریسهای واریانس/ کوواریانس برای متغیـر توافـق پذیـری (889/0=P، 210/0=F، 683/0=BOX) به درستی رعایت شد. بر اساس آزمون لوین و عدم معناداری آن برای همه متغیرها، شرط برابری واریانسهای بین گروهی رعایت شد. نتایج آزمون لامبدای ویلکز نیز نشان داد که اثر گروه بر ترکیب متغیر توافقپذیری (001/0>P، 335/48=F، 205/0=لامبدای ویلکز) معنادار بود.
مجذور اتا (که در واقع مجذور ضریب همبستگی بین متغیرهای وابسته و عضویت گروهی) نشان داد که تفاوت بین دو گروه با توجه به متغیر وابسته در مجموع معنادار بود و میزان این تفاوت برای متغیر توافق پذیری 795/0 بود. بنابراین آزمون تحلیل واریانس با اندازهگیری مکرر قابل اجرا بود.
نتایج جدول 3 نشان داد در گروه آزمایشی هیجانمدار، اثر زمان (001/0P˂ و 699/0Eta=) و اثر متقابل گروه × زمان (001/0P˂ و 899/0Eta=) معنادار بود. بنابراین می توان گفت درمان هیجانمدار بر توافقپذیری زنان با طلاق عاطفی اثربخش است. از سوی دیگر در گروه آزمایشی فراتشخیصی، اثر زمان (001/0P˂ و 510/0Eta=) و اثر متقابل گروه × زمان (001/0P˂ و 906/0Eta=) معنادار بود.
بنابراین می توان گفت درمان فراتشخیصی بر توافق پذیری زنان با طلاق عاطفی اثربخش است. جهت مقایسه تأثیر هر یک از درمانها از آزمون تعقیبی بنفرونی استفاده شد.
در جدول 4 نتایج آزمون تعقیبی بنفرونی حاکی از تفاوت معنادار درمانهای هیحانمدار و فراتشخیصی با گروه کنترل برای متغیر توافقپذیری است (001/0>P). میانگینهای مراحل پیشآزمون با پسآزمون و پیشآزمون با پیگیری در جدول 4 و نمودار 1 نشان دهنده تأثیر درمانهای هیحان مدار و فراتشخیصی برای متغیر توافق پذیری و نیز ماندگاری این تأثیر در مرحله پیگیری است. از سوی دیگر نتایج نشان میدهد که بین اثربخشی درمانهای هیحان مدار و فراتشخیصی بر متغیر توافق پذیری تفاوت معناداری وجود دارد(001/0>P). در همین رابطه از آنجایی که میانگین درمان فراتشخیصی (956/4) بیشتر از میانگین درمان هیجان مدار (244/4) میباشد، بنابرایـن می تـوان گفـت تأثیـر درمـان فراتشخیصی بر متغیر توافقپذیری بیشتر از درمان هیجان مدار است.
در پژوهش حاضر تعداد 45 نفر از زنان با تجربه طلاق عاطفی (15 نفر گروه درمان هیجانمدار، 15 نفر گروه درمان فراتشخیصی و 15 نفر گروه کنترل) شرکت داشتند. میانگین و انحراف معیار سن شرکت کنندگان در گروه درمان هیجان مدار 58/2±87/29، گروه درمان فراتشخیصی 47/1±75/30 و در گروه کنترل 33/2±14/30 سال بود. نتایج نشان داد تفاوت معناداری بین سن، تحصیلات، مدت ازدواج و تعداد فرزندان آزمودنیهای گروههای آزمایش و کنترل وجود نداشت.
از سوی دیگر نتایج یافتههای توصیفی نشان داد میانگین (و انحراف معیار) متغیر توافقپذیری در گروه آزمایشی هیجانمدار، پیشآزمون 00/32 (و 81/1)، پسآزمون 73/38 (و 94/1) و پیگیری 06/37 (و 79/1)؛ در گروه فراتشخیصی، پیشآزمون 46/31 (و 35/1)، پسآزمون 06/40 (و 90/1) و پیگیری 66/32 (و 67/1) و در گروه کنترل پیشآزمون 06/37 (و 79/1)، پسآزمون 40/39 (84/1) و پیگیری 73/31 (70/1) میباشد. بهعبـارت دیگـر گـروههـای آزمایـشی پـس از دریـافـت درمـان
هیـجـان مدار و درمـان فراتشخیصـی از تـوافـقپـذیـری بالاتـری
برخوردار شدند.
قبل از استفاده از آزمون تحلیل واریانس با اندازهگیری مکرر جهت رعایت فرضهای آن از آزمونهای شاپیرو-ویلک، امباکس و لوین استفاده شد. فرض صفر برای نرمال بودن توزیع نمره متغیر توافقپذیری تأیید شد. به عبارت دیگر سطح عدم معناداری شاخص شاپیرو-ویلک بیانگر نرمال بودن توزیع نمره در مراحل پیشآزمون و پسآزمون برای متغیر توافقپذیری (101/0=P) بود.
بر اساس آزمون باکس که برای هیچیک از متغیرها معنادار نبوده است، شرط همگنی ماتریسهای واریانس/ کوواریانس برای متغیـر توافـق پذیـری (889/0=P، 210/0=F، 683/0=BOX) به درستی رعایت شد. بر اساس آزمون لوین و عدم معناداری آن برای همه متغیرها، شرط برابری واریانسهای بین گروهی رعایت شد. نتایج آزمون لامبدای ویلکز نیز نشان داد که اثر گروه بر ترکیب متغیر توافقپذیری (001/0>P، 335/48=F، 205/0=لامبدای ویلکز) معنادار بود.
مجذور اتا (که در واقع مجذور ضریب همبستگی بین متغیرهای وابسته و عضویت گروهی) نشان داد که تفاوت بین دو گروه با توجه به متغیر وابسته در مجموع معنادار بود و میزان این تفاوت برای متغیر توافق پذیری 795/0 بود. بنابراین آزمون تحلیل واریانس با اندازهگیری مکرر قابل اجرا بود.
نتایج جدول 3 نشان داد در گروه آزمایشی هیجانمدار، اثر زمان (001/0P˂ و 699/0Eta=) و اثر متقابل گروه × زمان (001/0P˂ و 899/0Eta=) معنادار بود. بنابراین می توان گفت درمان هیجانمدار بر توافقپذیری زنان با طلاق عاطفی اثربخش است. از سوی دیگر در گروه آزمایشی فراتشخیصی، اثر زمان (001/0P˂ و 510/0Eta=) و اثر متقابل گروه × زمان (001/0P˂ و 906/0Eta=) معنادار بود.
بنابراین می توان گفت درمان فراتشخیصی بر توافق پذیری زنان با طلاق عاطفی اثربخش است. جهت مقایسه تأثیر هر یک از درمانها از آزمون تعقیبی بنفرونی استفاده شد.
در جدول 4 نتایج آزمون تعقیبی بنفرونی حاکی از تفاوت معنادار درمانهای هیحانمدار و فراتشخیصی با گروه کنترل برای متغیر توافقپذیری است (001/0>P). میانگینهای مراحل پیشآزمون با پسآزمون و پیشآزمون با پیگیری در جدول 4 و نمودار 1 نشان دهنده تأثیر درمانهای هیحان مدار و فراتشخیصی برای متغیر توافق پذیری و نیز ماندگاری این تأثیر در مرحله پیگیری است. از سوی دیگر نتایج نشان میدهد که بین اثربخشی درمانهای هیحان مدار و فراتشخیصی بر متغیر توافق پذیری تفاوت معناداری وجود دارد(001/0>P). در همین رابطه از آنجایی که میانگین درمان فراتشخیصی (956/4) بیشتر از میانگین درمان هیجان مدار (244/4) میباشد، بنابرایـن می تـوان گفـت تأثیـر درمـان فراتشخیصی بر متغیر توافقپذیری بیشتر از درمان هیجان مدار است.
جدول 3: نتایج آزمون تحلیل واریانس با اندازهگیری مکرر در زنان با طلاق عاطفی (تعداد در هر گروه= 15 نفر)
| گروه آزمایشی | منبع تغییرات | مجموع مجذورات | درجه آزادی | میانگین مجذورات | F | سطح معناداری | ضریب اتا |
هیجانمدار |
زمان | 533/64 | 1 | 533/64 | 827/62 | 001/0 | 699/0 |
| تعامل زمان * گروه ها | 510/247 | 1 | 510/247 | 965/240 | 001/0 | 899/0 | |
| خطا | 733/27 | 27 | 027/1 | ||||
فراتشخیصی |
زمان | 009/46 | 1 | 009/46 | 068/28 | 001/0 | 510/0 |
| تعامل زمان * گروه ها | 845/427 | 1 | 845/427 | 011/261 | 001/0 | 906/0 | |
| خطا | 258/44 | 27 | 639/1 |
جدول 4: نتایج آزمون بنفرونی جهت مقایسه زوجی میانگینهای توافقپذیری در اثر گروهها و زمانها
| متغیر | تفاوت گروهها | تفاوت میانگین | خطای معیار | سطح معناداری | |||||
توافقپذیری |
درمان هیجانمدار |
درمان فراتشخیصی | 711/0- | 594/0 | 001/0 | ||||
| کنترل | 244/4 | 597/0 | 001/0 | ||||||
| درمان فراتشخیصی | کنترل | 956/4 | 594/0 | 001/0 | |||||
| متغیر | تفاوت زمانها | تفاوت میانگین | خطای معیار | سطح معناداری | |||||
توافقپذیری |
پیشآزمون |
پسآزمون | 444/5- | 196/0 | 001/0 | ||||
| پیگیری | 689/4- | 199/0 | 001/0 | ||||||
| پسآزمون | پیگیری | 756/0 | 071/0 | 001/0 | |||||
نمودار 1. میانگینهای پیشآزمون، پسآزمون و پیگیری در گروههای آزمایش و کنترل
هدف پژوهش حاضر مقایسه اثربخشی درمان هیجان مدار و درمان فراتشخیصی بر توافق پذیری زنان با طلاق عاطفی بود. نتایج نشان داد درمان هیجانمدار بر توافق پذیری زنان با طلاق عاطفی اثربخش است. این یافته با نتایج پژوهشهای اکبرزاده و زهراکار(5)، گیرارد و وولی(8) و حیدریی و اقبال(9) همخوانی دارد. در تبیین این یافته میتوان گفت زوجینی که توافق پذیری بالایی دارند، از توجیهات جایگزین استفاده میکنند، چارچوب فکری خود را به صورت مثبتی بازسازی میکنند و موقعیتهای چالشانگیز یا رویدادهای استرسزا را میپذیرند و نسبت به افرادی که توافقپذیری نیستند، سازگاری روانی بیشتری دارند(3). ویژگی و نیمرخ شخصت افراد توافق پذیر بهگونهای است که واقعیت را میپذیرند، باور عمیق دارند که زندگی با معنی است و توانایی بهبود و سازگاری معنادار با تغییرات زندگی را دارند میتوانند در راه خود شکوفایی، مسیر خود را ادامه بدهند و این خصایص میتواند به سلامت روانی آنها کمک کند(6). از سوی دیگر از آنجایی که در برنامههای درمانی هیجانمدار ﺑﺤﺚهایی راﺟﻊ ﺑﻪ ﺣﻤﻠﻪ، ﺧﺸﻢ و ﻗﻠﺪری، اﻓﺴﺮدﮔﻰ، ﻣﻬﺎرتﻫﺎی ﻫﻴﺠﺎﻧﻰ، کنترل رفتارهای پرخاشگرانه، ﻣﻬﺎرتﻫﺎی ﺣﻞ ﻣﺴأله، اقرار به اﺷﺘﺒﺎﻫﺎت ﺧﻮد، ﺷﻨﺎﺳﺎﻳﻰ اﻓﻜﺎر ﻫﻮﺷﻤﻨﺪ ﺑﻪ ﻟﺤﺎظ ﻫﻴﺠﺎﻧﻰ و ... صحبت میشود بدیهی است زنانی که در معرض چنین درمانی قرار میگیرند، میزان توافقپذیری آنان افزایش مییابد(8). بنابراین انتظار میرود این زنان در همدلی از همسر، درک وی، دلسوزی برای او و اعتماد به برنامههایش از نمره بالاتری برخوردار باشند، در حالیکه چنانچه این ویژگیها در فرد کاهش یابد، وی خودخواه، مرموز، متکبر، بیرحم و خودرأی میشود. در این حالت چنین فردی نمیتواند در یک رابطه زوجی از گذشت لازم برخوردار باشد و برای رسیـدن به اهدافـش ممکن است از روشهای مخـرب هیجانی استفاده کند.
در بخش دیگـری نتایج نشان داد درمان فراتشخیصـی بر توافق پذیری زنان با طلاق عاطفی اثربخش است. این یافته با نتایج پژوهشهای لیو و همکاران(10)، نیوبای و همکاران(11) و پورحجازی و همکاران(13) همخوانی دارد. در تبیین این یافته میتوان گفت با توجه به منطق پدیدایی درمان فراتشخیصی یکپارچهنگر، بهبودی و تغییرات معنادار بالینی همزمان در بهبود مؤلفههای روان شناختی، هیجانی و ارتباطی میتواند به واسطه آماج قرار گرفتن عوامل مشترکی همچون تنظیم هیجانی، افکار تکرار شونده و عاطفه منفی باشد که در مدلهای پروتکل روی آنها تأکید میشود(11). به عبارتی بهبود در نظمجویی شناختی هیجان احتمالاً بهطور غیرمستقیم به واسطه تغییرات حاصل شده در این عوامل مشترک باشد(13) و این امر با توجه به تجمیع مهارتها و تکنیکهای اثربخش بر این عوامل مشترک یا فراتشخیصی برای مورد هدف قرار دادن علایم کلیدی تمام اختـلالهای طیـف هیجـانی، تعـاملی و ارتباطـی انجام میپذیرد(12).
در تبیینی دیگر میتوان به وجود برخی تکنیکها و مهارتها در تعدادی از جلسات درمانی پروتکل اشاره کرد. چنانکه در طی جلسات این درمان، تلاش میشود تا مراجعان الگوهای اجتناب از هیجان و رفتارهای تعاملی را آموخته و با راهبردهای مختلف اجتناب از هیجان و تأثیر آن بر تجارب هیجانی و آگاهی یافتن از اثرات متناقض اجتناب از هیجان آشنا شوند(11). بر این اساس، درمان فراتشخیصی با تأکید ویژه بر نقش هیجانها و شیوه پردازش آنها سبب مدیریت و پردازش بهتر هیجانها شده و از این طریق میتواند منجر به افزایش توافقپذیری زنان با طلاق عاطفی شود.
یافته دیگری که از این پژوهش حاصل شد بدینگونه بود که بین اثربخشی درمان هیجان مدار و درمان فراتشخیصی بر توافق پذیری زنان با طلاق عاطفی تفاوت وجود دارد. این یافته با نتایج پژوهشهای رابینسون و همکاران(6) وکبریت چی و همکاران(7) همخوانی دارد. در تبیین این یافته میتوان گفت درمان هیجانمدار با تمرکز بر رابطه عاطفی زوجین به رفع مشکل آنها میپردازد، زوجینی که در زمینه توافق پذیری مشکل دارند تمایل دارند که بیشتر ارتباطات منفی و آسیبپذیر مانند انتقاد، تحقیر، سرزنش کردن و عصبانیت را نشان دهند و زمانی که همسرشان سعی دارد مشکلی را حل کند، پایینترین سطح توافقپذیری و همدلی را ابراز میکنند. این نوع از روابط منفی، استفاده از مهارت حل مسئله مثبت مانند تشویق و بحث باز را کاهش میدهد. بنابراین درمان هیجان مدار با شناسایی هیجانهای ابراز نشده و سرکوب شده و شناسایی نیازهای هیجانی و عاطفی زوجین، باعث بهبود تعاملات و بالطبع آن افزایش میزان ابراز محبت در آنان میشود(7). درمان هیجان مدار با تکیه بر آزادسازی صحیح و مناسب هیجانها، تثبیت سبک دلبستگی زوجین و کاهش مشکلات عاطفی هیجانی و اضطرابی زوجین باعث افزایش سلامت جسمانی آنها میشود. در درمان هیجان مدار، افراد یاد میگیرند که احساسات و هیجانات همسر خود را درک کنند، با او از احساسات و هیجانات مثبت و منفی خودشان صحبت کنند و شنونده خوبی برای همسر خود باشند. اصلاح این موارد به ظاهر ساده، قدم بسیار مهمی در درک متقابل زوجین از یکدیگر و بهبود ارتباط و توافق پذیری بین آنها میشود. از سوی دیگر از آنجایی که در محتوای پروتکل فراتشخیصی از تکنیک هایی ذهن آگاهی استفاده میشود که باعث میشود افراد قادر باشند در هر لحظه از احساسات و افکار خود آگاهی داشته باشند و با داشتن تمرکز بر خصلت توافق پذیری بتوانند در جهت بهبود ویژگیهای مذکور اقدام نمایند. یعنی این درمان با استفاده از تمرینهای مواجهه شخص را از احساسهای جسمانی خود آگـاه کرده و با بالا بردن افزایش تحمـل و استفاده از منطق رویاروییهای هیجانی موجب تغییر رفتار در آنان میشود(16). در حالیکه در درمان هیجان مدار صرفاً به شناسایی و تعدیل هیجانها پرداخته ولی برای تغییر رفتار به مثابه درمان فراتشخیصی تکنیکهای شناختی-رفتاری ارائه نمیدهـد. بر همین اسـاس تأثیـر درمـان فـراتشـخیـصی نسبـت به
درمان هیجانمدار در افزایـش توافقپذیری زنان با طلاق عـاطفی
بیشتر بوده و از نظر آماری معنادار است.
بر اساس یافتههای مذکور میتوان نتیجهگیری کرد که استفاده از محتوا و دستورالعملهای درمان هیجان مدار و فراتشخیصی در افزایش توافق پذیری و تعادل عاطفی زنان با طلاق عاطفی مفید است.
این مطالعه با محدودیتهایی روبرو بود که میتوان به موارد زیر اشاره کرد: هر چند در این پژوهش، با انتصاب تصادفی آزمودنیها به گروههای آزمایشی و کنترل تلاش شد متغیرهای مزاحم و سوگیری احتمالی کاهش یابد، اما برخی از ویژگیهای روانشناختی نظیر مهارتهای حل مسأله، تنظیم هیجان، تابآوری و کمالگرایی کنترل نشد. همچنین درمانگر یکی از مداخلات و پژوهشگر یکی بود که این امر ممکن است نتایج مربوط به پژوهش را تحت تأثیر قرار داده باشد. از سوی دیگر برای انتخاب نمونههای پژوهشی از روش نمونهگیری هدفمند استفاده شد.
برای رفع محدودیتهای یاد شده پیشنهاد میشود اثر متغیرهای مداخلهگر نظیر مهارتهای حل مسأله، تنظیم هیجان، تابآوری و کمالگرایی مورد مطالعه و کنترل قرار گیرد. در پژوهشهای بعدی جهت برای انتخاب نمونههای پژوهشی از روش نمونهگیری تصادفی استفاده شود. با توجه به اثربخش بودن درمانهای هیجانمدار و فراتشخیصی در افزایش توافقپذیری در زنان با طلاق عاطفی، پیشنهاد میشود در مراکز مشاوره روانشناسی از هر دو درمان برای مداخلات روانشناختی زنان دارای طلاق عاطفی استفاده شود.
ملاحظات اخلاقی
برای انجام این مطالعه کد IR.IAU.TON.REC.1403-178
از کمیته اخلاق دانشگاه آزاد اسلامی واحد تنکابن اخذ شد.
سهم نویسندگان
آرزو امیدپور گردآوری دادهها، جمعآوری پیشینه نظری و پژوهشی و کمک در اجرای پژوهش، دکتر ایرج شاکرینیا تحلیل آماری و دکتر بهمن اکبری امور مربوط به نگارش و ویراستاری نهایی را بر عهده داشتند. نویسندگان نسخه نهایی را مطالعه و تأیید نموده و مسئولیت پاسخگویی در قبال پژوهش را پذیرفتهاند.
حمایت مالی
پژوهش حاضر هیچگونه حمایت مالی از طرف هیچ سازمانی
دریافت نکرده است.
تضاد منافع
در این پژوهش هیچگونه تعارض منافعی توسط نویسندگان گزارش نشده است.
تقدیر و تشکر
نویسندگان مقاله بر خود لازم میدانند از معاونت محترم آموزشی و پژوهشی دانشگاه آزاد اسلامی واحد رشت و تمامی شرکتکنندگان ارجمند تشکر و قدردانی نمایند.
نوع مطالعه: پژوهشي |
موضوع مقاله:
روان شناسی
دریافت: 1404/1/19 | پذیرش: 1404/3/17 | انتشار: 1404/6/20
دریافت: 1404/1/19 | پذیرش: 1404/3/17 | انتشار: 1404/6/20
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
