جلد 22، شماره 10 - ( 10-1402 )
جلد 22 شماره 10 صفحات 1036-1019 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Ethics code: (IR.ALZAHRA.REC.1400.076)
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Gholami Hosnaroudi M, Fatehi N, Mousavi S F. The Mediating Role of Emotion Regulation in the Relationship between the Personality Traits of Neuroticism and Conscientiousness and Parental Burnout in Mothers of Tehran City during 2022-2023: A Descriptive Study. JRUMS 2024; 22 (10) :1019-1036
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-7046-fa.html
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-7046-fa.html
غلامی حسنارودی مطهره، فاتحی نازنین، موسوی سیده فاطمه. نقش میانجیگر تنظیم هیجان در رابطه بین صفات شخصیتی روان‌رنجورخویی و وظیفه‌شناسی با فرسودگی والدینی در مادران شهر تهران در بازه زمانی 1402-1401: یک مطالعه توصیفی. مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان. 1402; 22 (10) :1019-1036
پژوهشکده زنان، دانشگاه الزهرا
متن کامل [PDF 370 kb]
(581 دریافت)
| چکیده (HTML) (1113 مشاهده)
مقدمه
والدگری (Parenting)، تجربه‌ای لذت بخش اما استرس‌زا است. در این بین، والدینی که فاقد منابع کافی در کنترل فشارهای روانی نقش والدگریشان باشند، ممکن است دچار فرسودگی والدینی (Parental burnout) شوند [2-1]. فرسودگی والدینی یک سندرم پیچیده ناشی از استرس مزمن والدینی است که شامل عواملی همچون خستگی شدید (جسمی و عاطفی)، دوری عاطفی از کودک و احساس بی‌تأثیر بودن در نقش والدگری است. افزون بر این، وقتی فرسودگی والدینی با فاصلهگیری عاطفی از فرزند همراه شود، والدین را مستعد پرخاشگری می‌کند [3]، که می‌تواند با اثرگذاری منفی بر رشد و سلامت روان کودک، افسردگی و اضطراب کودکان را پیش‌بینی کند [4]، که این نتایج نشان از اهمیت و ضرورت پرداختن به عوامل مؤثر در فرسودگی والدینی است تا پیش از آن‌که منجر به فاصله عاطفی بین والد و کودک گردد، عوامل مؤثر شناسایی و پیشگیری شود [3].
ادبیات پژوهشی موجود در این زمینه، علل بالقوه فرسودگی والدینی را از جنبه‌های مختلف (مانند عوامل جامعه شناختی، عملکرد خانواده، ویژگی‌های فرزند و عوامل مرتبط با والدین) مورد بررسی قرار داده‌اند [6-5]. در این بین، صفات شخصیتی (الگوهای نسبتاً پایدار افکار و احساسات) یکی از علل بالقوه فرسودگی والدینی هستند [7-6]، به طوریکه مطابق شواهد پژوهشی به نظر می‌رسد روان‌رنجورخویی (Neuroticism) و وظیفه‌شناسی (Conscientiousness) هر دو با فرسودگی والدینی مرتبط هستند [6]. روان‌رنجورخویی از جمله صفات شخصیتی است که تمایل به تنش، اضطراب، خودمحوری، خصومت، تکانش‌گری، ترس و افسردگی را نشان می‌دهد. هم‌چنین، نمرات روان‌رنجورخویی بالا می‌تواند رضایت از زندگی را پیش‌بینی کند، بهطوریکه افراد روان‌رنجور رضایت کمتری از زندگی را نسبت به دیگران گزارش می‌دهند. از این رو، به نظر می‌رسد روان‌رنجورخویی احتمال فرسودگی والدینی را افزایش دهد [9-8 ،6].
یکی دیگر از صفات شخصیتی مرتبط با فرسودگی والدین، وظیفه‌شناسی است که اشاره به مسئولیت‌پذیری، خودتنظیمی موفق و سخت‌کوشی دارد [11-10]. ادبیات پژوهش در این زمینه، رابطه منفی و معنادار بین وظیفه‌شناسی و فرسودگی والدینی را تأیید می‌کند که در آن والدین با نمرات وظیفه‌شناسی پایین‌تر در ارائه یک محیط ساختاریافته و منسجم برای رشد فرزندان خود مشکل دارند. در نتیجه، می‌تواند احتمال فرسودگی والدینی را افزایش دهد [6].
به نظر می‌رسد ارتباط بین صفات شخصیتی و فرسودگی والدینی از طریق میانجیگری تنظیم هیجان (Emotion regulation) با تکیه بر ادبیات پژوهشی ]11-9[، برای بررسی مکانیسم ارتباطی پژوهش حاضر قابل بررسی باشد. تنظیم هیجان به عنوان فرآیندی (آگاهانه یا ناآگاهانه) تعریف می‌شود که از طریق دو مکانیزم ارزیابی مجدد (Reappraisal) و سرکوبی (Suppression) بر تجربه و بیان احساسات تأثیر می‌گذارد [13-12]. ارزیابی مجدد، یک استراتژی تنظیم هیجان است که شامل تغییر ساختار شناختی یک محرک هیجانی است که نحوه تفسیر یک رویداد را تغییر می‌دهد و به کاهش استرس کمک می‌کند [14]. با این حال سرکوبی یک استراتژی ناسازگار است که با اجازه ندادن به ابراز احساسات، مانعی برای قرار گرفتن مؤثر فرد در موقعیتهای مختلف است که منجر به افزایش استرس و برانگیختگی می‌شود [13].
بر اساس تفاوت‌های فردی در واکنش‌پذیری هیجانی و طبق نظر Domaradzka و همکارش [15]، نوع و تأثیر راهبردهای تنظیم هیجان در موقعیتهای هیجانی مختلف و صفات شخصیتی متفاوت است [17-16]. در این زمینه، Gross و همکارش [13] نشان دادند که نمرات بالاتر روان‌رنجورخویی با گرایش‌های اجتنابی، بازداری رفتاری و استفاده فزآینده از راهبردهای ناسازگار (سرکوبی) برای فرار از تجربیات هیجانی منفی همراه است که ممکن است منجر به نشخوار فکری بیشتر، ارزیابی مجدد کمتر و تشدید تجربیات هیجانی منفی شود [18].
علاوه بر این، وظیفه‌شناسی به عنوان یک ویژگی شخصیتی مرتبط با تنظیم هیجان است که می‌تواند اثر متقابل خشم و رفتار پرخاشگرانه را در تجارب ناامیدکننده تعدیل نماید [19]. مطابق پژوهشهای پیشین، والدین وظیفه شناس از راهبردهای تنظیم هیجان سازگار (مانند ارزیابی مجدد شناختی) استفاده می‌کنند و هم‌چنین می‌توانند علیرغم برانگیختگی عاطفی [18]، رفتار هدف‌گرا اتخاذ کنند و کمتر از فرسودگی والدین رنج ببرند [6].
در نهایت، استرس طولانی مدت ناشی از نقش والدینی می‌تواند منجر به فرسودگی والدینی شود که سلامت جسمی و روانی والدین و فرزندان را تهدید می‌کند. از سوی دیگر، احتمال فرسودگی والدینی در بین مادران به دلیل نقش محوری آنها در تربیت فرزند بیشتر است [20]. هرچند رابطه بین صفات شخصیتی و فرسودگی والدینی تا حدی مشخص شده است [22-21]، اما در مورد عوامل مؤثر بر فرسودگی والدینی به ویژه در مادران، پژوهشها کافی نیست و خلاء پژوهشی در بررسی مکانیسم‌های احتمالی این رابطه همچنان ناشناخته باقی مانده است. از این رو، پژوهش حاضر با هدف تعیین نقش میانجیگر تنظیم هیجان در رابطه بین صفات شخصیتی روان‌رنجورخویی و وظیفه‌شناسی با فرسودگی والدینی در مادران شهر تهران اجرا گردید. شکل 1، الگوی پیشنهادی پژوهش را نشان می‌دهد.
جدول 1- آماره‌های توصیفی و ماتریس همبستگی نمرات روان‌رنجورخویی، وظیفه‌شناسی، ارزیابی مجدد، سرکوبی و فرسودگی والدینی در مادران شهر تهران در بازه زمانی 1402-1401 (286=n)
ضریب همبستگی Pearson، ** 01/0>P، * 05/0>P
شکل 2- مدل نهایی پژوهش برای نقش میانجیگر تنظیم هیجان در رابطه بین صفات شخصیتی روان‌رنجورخویی و وظیفه‌شناسی با فرسودگی والدینی به همراه پارامترهای استاندارد
جدول 3- اثرات مستقیم، غیرمستقیم و کل استاندارد شده متغیرهای روان‌رنجورخویی، وظیفه شناسی بر فرسودگی والدینی با نقش میانجی ارزیابی مجدد و سرکوبی در مادران شهر تهران در بازه زمانی 1402-1401 (286=n)
** 01/0>P، * 05/0>P
بحث
پژوهش حاضر با هدف تعیین نقش میانجیگر راهبردهای تنظیم هیجان در رابطه بین صفات شخصیتی (روان‌رنجورخویی و وظیفه‌شناسی) با فرسودگی والدینی، برای واکاوی اینکه کدام راهبرد تنظیم هیجان، میانجیگر رابطه بین صفات شخصیتی با فرسودگی والدینی است، انجام شد.
نتایج پژوهش حاضر در تطابق با سایر پژوهشها [6] نشان داد که رابطه مستقیم روان‌رنجورخویی با فرسودگی والدینی معنادار است. به عبارت دیگر، مادرانی که نمرات روان‌رنجورخویی بیشتری دارند، فرسودگی والدینی بالاتری را گزارش می‌کنند. برای پرداختن به این یافته، از آنجایی که روان‌رنجورخویی بالاتر با احساسات منفی (مانند غم، اندوه، خشم، برانگیختگی و گناه) همراه است، مادران روان‌رنجور بیشتر مستعد افسردگی و اضطراب هستند، زیرا محرکهای خنثی و موقعیتهای بیاهمیت را به عنوان فشارهای منفی شدید ارزیابی می‌کنند، بنابراین، به آنها با احساسات منفی اغراقآمیز پاسخ می‌دهند. لذا ممکن است رفتار سخت‌گیرانه از خود نشان دهند [21]. از سوی دیگر، روان‌رنجورخویی با تأثیرات منفی بر خودپنداره مادران، حس عزت نفس و کارآمدی مادران را کاهش می‌دهد که ممکن است منجر به درماندگی و سرخوردگی آنها در مواجهه با استرس و در نتیجه افزایش فرسودگی والدینی شود [33].
هم‌چنین، یافته‌ها نشان داد که رابطه غیرمستقیم روان‌رنجورخویی با فرسودگی والدینی از طریق میانجیگری تنظیم هیجان (مکانیزم سرکوبی) نیز معنادار است. بدین ترتیب، روان‌رنجورخویی با انتخاب راهبردهای تنظیم هیجان توسط مادران رابطه دارد، به طوریکه مادران روان‌رنجور به دلیل استفاده بیشتر از مکانیزم سرکوبی، فرسودگی والدینی بیشتری را گزارش می‌کنند.
لذا در راستای تبیین نقش میانجیگر، تنظیم هیجان به عنوان یک مؤلفه کلیدی در تعاملات والد-فرزند می‌تواند بر حالات ذهنی مادران مؤثر واقع شود. به طوریکه عملکرد انعکاسی والدین توسط ظرفیت تنظیم هیجان پشتیبانی می‌شود که تعیین می‌کند والدین چگونه حالات ذهنی خود و فرزندشان را در نظر می‌گیرند و این حالات ذهنی چگونه بر رفتار تأثیر می‌گذارند. بر این اساس، مادرانی که آگاهی هیجانی کمتری دارند، علاوه بر بیاطلاعی از هیجانات خود، کنجکاوی و علاقه کمتری به درک وضعیت روانی فرزند خود نشان می‌دهند [34]. پژوهشها در این زمینه نشان داده است که توانایی ضعیف در تنظیم و مدیریت هیجانات والدین با استرس والدینی [35] و واکنشهای غیرحمایتی مادران به هیجانات منفی کودکان [34] مرتبط است. بنابراین، تنظیم هیجان ابزار مهمی برای موفقیت در فرزندپروری، مقابله با استرس ناشی از نقش والدینی [26] و فرسودگی والدینی [36] است.
شواهد حمایتی در این زمینه نیز بر اهمیت راهبردهای تنظیم هیجان به عنوان یک عامل محافظتی در برابر آسیب‌پذیری روانی (به عنوان مثال، اضطراب و افسردگی) تأکید داشتهاند [38-37]. لذا، مادران با نمرات روان‌رنجورخویی بالاتر، بیشتر از راهبردهای تنظیم هیجانی ناسازگار از جمله سرکوبی استفاده می‌کنند تا با اجتناب کردن از احساسات و تجربیات منفی، اضطراب خود را کاهش دهند. با این حال سرکوبی به ندرت مفید است، زیرا باعث از بین رفتن یا تعدیل احساسات منفی و استرس نمی‌شود، فقط آنها را از هوشیاری خارج می‌کند. افزون بر این، تجمع هیجانات منفی در درازمدت می‌تواند پیامدهای شناختی (مانند افزایش نشخوار فکری، نگرانی و کاهش حس کارآمدی) و پیامد رفتاری (مانند واکنش شدید به محرکهای بیاهمیت، فقدان مهارتهای حل مسئله و افزایش فاصله بین مادر و کودک) داشته باشد [22].
یافته دیگر پژوهش حاضر همسو با سایر پژوهشها [22-21] نشان داد که رابطه مستقیم وظیفه‌شناسی با فرسودگی والدینی معنادار است. به عبارت دیگر، مادرانی که نمرات وظیفه شناسی بالاتری دارند فرسودگی والدین پایین‌تری را گزارش می‌کنند. برای تبیین این یافته، صفت شخصیتی وظیفه شناسی با رفتارهای هدفمند، پایبندی به اصول اخلاقی و سخت کوشی مرتبط است [17]. بنابراین مادرانی که نمرات وظیفه شناسی بالاتری دارند، احتمال بیشتری دارد که علیرغم مواجهه با مشکلات و استرس‌های فرزندپروری، در وظایف والدینی خود ثبات داشته باشند و به رفتارهای سازنده خود در تربیت فرزند ادامه دهند. وظیفه‌شناسی هم‌چنین با رضایت بیشتر از زندگی و بهزیستی روانی [16] مرتبط است، بنابراین مادران وظیفه شناس کمتر تحت تأثیر استرس والدین و فرسودگی والدین قرار می‌گیرند.
یافته دیگر مطالعه حاضر نشان داد که رابطه غیرمستقیم وظیفه شناسی با فرسودگی والدینی با میانجیگری تنظیم هیجان (مکانیزم ارزیابی مجدد) معنادار است. به عبارت دیگر، وظیفه شناسی بالاتر در مادران، فرسودگی والدینی کمتر را از طریق استفاده بیشتر از ارزیابی مجدد توضیح می‌دهد. بهطوریکه روابط بین وظیفه شناسی و تنظیم هیجان سازش یافته، اینگونه تبیین می‌شود که افراد با سطوح بالاتر وظیفه شناسی با توانایی حفظ توجه و تمرکز می‌توانند علیرغم رویارویی با محرکهای منفی، رفتار معطوف به هدف را اتخاذ نمایند [39].
همخوان با این یافته، Kobylińska و همکاران [16]، نشان دادند که صفات شخصیتی (از جمله وظیفه‌شناسی) با جنبه‌های سلامت روان (از جمله رضایت از زندگی و عاطفه مثبت) ارتباط معنادار دارد. تنظیم هیجان متغیری است که می‌تواند این مکانیسم را توضیح دهد: استفاده بیشتر از ارزیابی مجدد به جای سرکوبی، رضایت بیشتری از زندگی را پیش‌بینی می‌کند. این مطالعه شواهدی را در مورد نقش مهم تنظیم هیجان در رابطه بین صفات شخصیتی (وظیفه شناسی) و بهزیستی روانی ارائه می‌کند. بنابراین، مادران وظیفه شناس بیشتر در مواجهه با تجارب ناخوشایند از راهبردهای مقابلهای مثبت (مانند ارزیابی مجدد) استفاده می‌کنند. به این ترتیب به جای سرزنش خود یا دیگران، یا نشخوار فکری و فاجعه سازی، سعی می‌کنند شرایط را بپذیرند و با ارزیابی و شناسایی موانع پیش رو، در جهت رفع مشکل گام بردارند. در نتیجه کمتر دچار فرسودگی والدین می‌شوند.
از محدودیتهای پژوهش حاضر می‌توان به عوامل ذیل اشاره داشت: اولاً، نتایج ارزیابی تنها بر پرسش‌نامه‌های خودگزارشی تکیه داشت که ممکن است به دلیل سوءگیری مرتبط با مطلوبیت اجتماعی، دقت تحقیق را کاهش دهد. لذا در پژوهشهای آتی برای پیشبرد یافته‌ها، روش‌های تحقیق مبتنی بر رویکرد کیفی (از جمله مصاحبه با آزمودنی‌ها) برای درک عمیق‌تر پیشنهاد می‌شود. دوماً، نمونه پژوهش حاضر محدود به جامعه زنان بوده و تفاوت‌های جنسیتی در اینجا بررسی نشده است، بنابراین در مطالعات آتی پیشنهاد می‌شود عوامل زیربنایی فرسودگی والدینی در پدران نیز مورد بررسی قرار گیرد.
نتیجهگیری
به طور کلی نتایج پژوهش حاضر نشان داد که صفات شخصیتی روان‌رنجورخویی و وظیفه‌شناسی به صورت مستقیم و غیرمستقیم با میانجیگری تنظیم هیجان با فرسودگی والدینی رابطه معنادار دارند. با توجه به نتایج حاصل، از لحاظ کاربردی آموزش و مداخلات روان درمانی متمرکز بر بهبود تنظیم هیجان مادران برای پیشگیری و درمان فرسودگی ناشی از نقش والدینی و نیز طراحی بسته‌های فرزندپروری با هدف بهبود سلامت روان مادر-کودک با محوریت شناخت و تنظیم هیجانات توصیه می‌شود.
تشکر و قدردانی
بدینوسیله از مادران شهر تهران که با صرف وقت گران‌بهای خود در راستای تکمیل پرسش‌نامه‌های پژوهش حاضر یاریگر ما بودند، تشکر و قدردانی می‌گردد.
.
References
The Mediating Role of Emotion Regulation in the Relationship between the Personality Traits of Neuroticism and Conscientiousness and Parental Burnout in Mothers of Tehran City during 2022-2023: A Descriptive Study
Motahareh Gholami Hosnaroudi[4], Nazanin Fatehi[5], Seyyedeh Fatemeh Mousavi[6]
Received: 04/07/23 Sent for Revision: 09/09/23 Received Revised Manuscript: 23/12/23 Accepted: 25/12/23
Background and Objectives: Parenting responsibilities for mothers as the main caregivers is a stressful experience that can lead to parental burnout. Therefore, it seems necessary to investigate the underlying factors that increase the risk of maternal burnout. The present study aimed to determine the mediating role of emotion regulation in the relationship between personality traits of neuroticism and conscientiousness and parental burnout in mothers of Tehran City.
Materials and Methods: In current descriptive research, the sample size included 286 mothers in Tehran in the period of 2022-2023, who were selected by convenience sampling method. Roskam's Parental Burnout Questionnaire, Gross and John's Emotion Regulation Questionnaire, and Costa and McCrae's Five-Factor Personality Questionnaire were used to collect data. Data were analyzed by Pearson’s and path analysis method.
Results: The mean and standard deviation of the age of the examined mothers was 35.78±8.43 years. The results of mediation analysis showed that the direct and indirect relationships between neuroticism and parental burnout through suppression were significant (β=0.194, β=0.069, p<0.01, respectively). Also, the direct and indirect relationships between conscientiousness and parental burnout through reappraisal were significant (β=-0.216, β=-0.078, p<0.05, respectively). Therefore, suppression in the relationship between neuroticism and parental burnout and also reappraisal in the relationship between conscientiousness and parental burnout had a complementary partial mediating role.
Conclusion: The present research emphasizes the important role of emotional regulation strategies that link personality traits to parental burnout and also the importance of paying attention to teaching emotional skills to mothers.
Key words: Parental burnout, Personality traits, Neuroticism, Conscientiousness, Emotion regulation
Funding: This study did not have any funds.
Conflict of interest: None declared.
Ethical approval: The Ethics Committee of Alzahra University approved the study (IR.ALZAHRA.REC.1400.076).
How to cite this article: Gholami Hosnaroudi Motahareh, Fatehi Nazanin, Mousavi Seyyedeh Fatemeh. The Mediating Role of Emotion Regulation in the Relationship Between the Personality Traits of Neuroticism and Conscientiousness and Parental Burnout in Mothers of Tehran City During 2022-2023: A Descriptive Study. J Rafsanjan Univ Med Sci 2024; 22 (10): 1019-36. [Farsi]
متن کامل: (1013 مشاهده)
مقاله پژوهشی
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 22، دی 1402، 1036-1019
نقش میانجیگر تنظیم هیجان در رابطه بین صفات شخصیتی روان‌رنجورخویی و وظیفه‌شناسی با فرسودگی والدینی در مادران شهر تهران در بازه زمانی 1402-1401: یک مطالعه توصیفی
مطهره غلامی حسنارودی[1]، نازنین فاتحی[2]، سیده فاطمه موسوی[3]
دریافت مقاله:13/04/1402 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 18/06/1402 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 02/10/1402 پذیرش مقاله: 04/10/1402
چکیده
زمینه و هدف: مسئولیت‌های والدینی برای مادران به عنوان مراقبان اصلی، تجربه استرس‌زایی است که می‌تواند به فرسودگی والدینی منجر شود. بنابراین، بررسی عوامل زیربنایی که خطر ابتلاء به فرسودگی مادران را افزایش می‌دهد، ضروری به نظر می‌رسد. پژوهش حاضر با هدف تعیین نقش میانجیگر تنظیم هیجان در رابطه بین صفات شخصیتی روان‌رنجورخویی و وظیفه شناسی با فرسودگی والدینی در مادران شهر تهران انجام شد.
مواد و روشها: در پژوهش توصیفی حاضر، حجم نمونه شامل 286 نفر از مادران شهر تهران در بازه زمانی 1402-1401 بود که به روش نمونه‌‌گیری در دسترس انتخاب شدند. جهت گردآوری داده‌ها از پرسش‌نامه‌های فرسودگی والدینی Roskam، پرسش‌نامه تنظیم هیجان Gross و John و پرسش‌نامه پنج عاملی شخصیت Costa و McCrae استفاده شد. داده‌ها با آزمون همبستگی Pearson و تحلیل مسیر مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت.
یافته‌ها: میانگین و انحراف معیار سن مادران مورد بررسی 43/8 ± 78/35 سال بود. نتایج تحلیل میانجی نشان داد که رابطه مستقیم روان‌رنجورخویی و رابطه غیرمستقیم آن از طریق سرکوبی با فرسودگی والدینی معنادار بودند (به ترتیب 194/0=β و 069/0=β، 01/0P<). هم‌چنین، رابطه مستقیم وظیفه شناسی و رابطه غیرمستقیم آن از طریق ارزیابی مجدد با فرسودگی والدینی معنادار بودند (به ترتیب 216/0-=β و 078/0-=β، 05/0P<). بنابراین، سرکوبی در رابطه بین روان‌رنجورخویی و فرسودگی والدینی و هم‌چنین ارزیابی مجدد در رابطه بین وظیفه شناسی و فرسودگی والدینی، نقش میانجی جزئی مکمل را داشتند.
نتیجهگیری: پژوهش حاضر بر نقش مهم راهبردهای تنظیم هیجان که پیوند دهنده صفات شخصیتی به فرسودگی والدینی است و نیز اهمیت توجه به آموزش مهارتهای هیجانی به مادران تأکید دارد.
واژه‌های کلیدی: فرسودگی والدینی، صفات شخصیتی، روان‌رنجورخویی، وظیفه‌شناسی، تنظیم هیجان
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 22، دی 1402، 1036-1019
نقش میانجیگر تنظیم هیجان در رابطه بین صفات شخصیتی روان‌رنجورخویی و وظیفه‌شناسی با فرسودگی والدینی در مادران شهر تهران در بازه زمانی 1402-1401: یک مطالعه توصیفی
مطهره غلامی حسنارودی[1]، نازنین فاتحی[2]، سیده فاطمه موسوی[3]
دریافت مقاله:13/04/1402 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 18/06/1402 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 02/10/1402 پذیرش مقاله: 04/10/1402
چکیده
زمینه و هدف: مسئولیت‌های والدینی برای مادران به عنوان مراقبان اصلی، تجربه استرس‌زایی است که می‌تواند به فرسودگی والدینی منجر شود. بنابراین، بررسی عوامل زیربنایی که خطر ابتلاء به فرسودگی مادران را افزایش می‌دهد، ضروری به نظر می‌رسد. پژوهش حاضر با هدف تعیین نقش میانجیگر تنظیم هیجان در رابطه بین صفات شخصیتی روان‌رنجورخویی و وظیفه شناسی با فرسودگی والدینی در مادران شهر تهران انجام شد.
مواد و روشها: در پژوهش توصیفی حاضر، حجم نمونه شامل 286 نفر از مادران شهر تهران در بازه زمانی 1402-1401 بود که به روش نمونه‌‌گیری در دسترس انتخاب شدند. جهت گردآوری داده‌ها از پرسش‌نامه‌های فرسودگی والدینی Roskam، پرسش‌نامه تنظیم هیجان Gross و John و پرسش‌نامه پنج عاملی شخصیت Costa و McCrae استفاده شد. داده‌ها با آزمون همبستگی Pearson و تحلیل مسیر مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت.
یافته‌ها: میانگین و انحراف معیار سن مادران مورد بررسی 43/8 ± 78/35 سال بود. نتایج تحلیل میانجی نشان داد که رابطه مستقیم روان‌رنجورخویی و رابطه غیرمستقیم آن از طریق سرکوبی با فرسودگی والدینی معنادار بودند (به ترتیب 194/0=β و 069/0=β، 01/0P<). هم‌چنین، رابطه مستقیم وظیفه شناسی و رابطه غیرمستقیم آن از طریق ارزیابی مجدد با فرسودگی والدینی معنادار بودند (به ترتیب 216/0-=β و 078/0-=β، 05/0P<). بنابراین، سرکوبی در رابطه بین روان‌رنجورخویی و فرسودگی والدینی و هم‌چنین ارزیابی مجدد در رابطه بین وظیفه شناسی و فرسودگی والدینی، نقش میانجی جزئی مکمل را داشتند.
نتیجهگیری: پژوهش حاضر بر نقش مهم راهبردهای تنظیم هیجان که پیوند دهنده صفات شخصیتی به فرسودگی والدینی است و نیز اهمیت توجه به آموزش مهارتهای هیجانی به مادران تأکید دارد.
واژه‌های کلیدی: فرسودگی والدینی، صفات شخصیتی، روان‌رنجورخویی، وظیفه‌شناسی، تنظیم هیجان
مقدمه
والدگری (Parenting)، تجربه‌ای لذت بخش اما استرس‌زا است. در این بین، والدینی که فاقد منابع کافی در کنترل فشارهای روانی نقش والدگریشان باشند، ممکن است دچار فرسودگی والدینی (Parental burnout) شوند [2-1]. فرسودگی والدینی یک سندرم پیچیده ناشی از استرس مزمن والدینی است که شامل عواملی همچون خستگی شدید (جسمی و عاطفی)، دوری عاطفی از کودک و احساس بی‌تأثیر بودن در نقش والدگری است. افزون بر این، وقتی فرسودگی والدینی با فاصلهگیری عاطفی از فرزند همراه شود، والدین را مستعد پرخاشگری می‌کند [3]، که می‌تواند با اثرگذاری منفی بر رشد و سلامت روان کودک، افسردگی و اضطراب کودکان را پیش‌بینی کند [4]، که این نتایج نشان از اهمیت و ضرورت پرداختن به عوامل مؤثر در فرسودگی والدینی است تا پیش از آن‌که منجر به فاصله عاطفی بین والد و کودک گردد، عوامل مؤثر شناسایی و پیشگیری شود [3].
ادبیات پژوهشی موجود در این زمینه، علل بالقوه فرسودگی والدینی را از جنبه‌های مختلف (مانند عوامل جامعه شناختی، عملکرد خانواده، ویژگی‌های فرزند و عوامل مرتبط با والدین) مورد بررسی قرار داده‌اند [6-5]. در این بین، صفات شخصیتی (الگوهای نسبتاً پایدار افکار و احساسات) یکی از علل بالقوه فرسودگی والدینی هستند [7-6]، به طوریکه مطابق شواهد پژوهشی به نظر می‌رسد روان‌رنجورخویی (Neuroticism) و وظیفه‌شناسی (Conscientiousness) هر دو با فرسودگی والدینی مرتبط هستند [6]. روان‌رنجورخویی از جمله صفات شخصیتی است که تمایل به تنش، اضطراب، خودمحوری، خصومت، تکانش‌گری، ترس و افسردگی را نشان می‌دهد. هم‌چنین، نمرات روان‌رنجورخویی بالا می‌تواند رضایت از زندگی را پیش‌بینی کند، بهطوریکه افراد روان‌رنجور رضایت کمتری از زندگی را نسبت به دیگران گزارش می‌دهند. از این رو، به نظر می‌رسد روان‌رنجورخویی احتمال فرسودگی والدینی را افزایش دهد [9-8 ،6].
یکی دیگر از صفات شخصیتی مرتبط با فرسودگی والدین، وظیفه‌شناسی است که اشاره به مسئولیت‌پذیری، خودتنظیمی موفق و سخت‌کوشی دارد [11-10]. ادبیات پژوهش در این زمینه، رابطه منفی و معنادار بین وظیفه‌شناسی و فرسودگی والدینی را تأیید می‌کند که در آن والدین با نمرات وظیفه‌شناسی پایین‌تر در ارائه یک محیط ساختاریافته و منسجم برای رشد فرزندان خود مشکل دارند. در نتیجه، می‌تواند احتمال فرسودگی والدینی را افزایش دهد [6].
به نظر می‌رسد ارتباط بین صفات شخصیتی و فرسودگی والدینی از طریق میانجیگری تنظیم هیجان (Emotion regulation) با تکیه بر ادبیات پژوهشی ]11-9[، برای بررسی مکانیسم ارتباطی پژوهش حاضر قابل بررسی باشد. تنظیم هیجان به عنوان فرآیندی (آگاهانه یا ناآگاهانه) تعریف می‌شود که از طریق دو مکانیزم ارزیابی مجدد (Reappraisal) و سرکوبی (Suppression) بر تجربه و بیان احساسات تأثیر می‌گذارد [13-12]. ارزیابی مجدد، یک استراتژی تنظیم هیجان است که شامل تغییر ساختار شناختی یک محرک هیجانی است که نحوه تفسیر یک رویداد را تغییر می‌دهد و به کاهش استرس کمک می‌کند [14]. با این حال سرکوبی یک استراتژی ناسازگار است که با اجازه ندادن به ابراز احساسات، مانعی برای قرار گرفتن مؤثر فرد در موقعیتهای مختلف است که منجر به افزایش استرس و برانگیختگی می‌شود [13].
بر اساس تفاوت‌های فردی در واکنش‌پذیری هیجانی و طبق نظر Domaradzka و همکارش [15]، نوع و تأثیر راهبردهای تنظیم هیجان در موقعیتهای هیجانی مختلف و صفات شخصیتی متفاوت است [17-16]. در این زمینه، Gross و همکارش [13] نشان دادند که نمرات بالاتر روان‌رنجورخویی با گرایش‌های اجتنابی، بازداری رفتاری و استفاده فزآینده از راهبردهای ناسازگار (سرکوبی) برای فرار از تجربیات هیجانی منفی همراه است که ممکن است منجر به نشخوار فکری بیشتر، ارزیابی مجدد کمتر و تشدید تجربیات هیجانی منفی شود [18].
علاوه بر این، وظیفه‌شناسی به عنوان یک ویژگی شخصیتی مرتبط با تنظیم هیجان است که می‌تواند اثر متقابل خشم و رفتار پرخاشگرانه را در تجارب ناامیدکننده تعدیل نماید [19]. مطابق پژوهشهای پیشین، والدین وظیفه شناس از راهبردهای تنظیم هیجان سازگار (مانند ارزیابی مجدد شناختی) استفاده می‌کنند و هم‌چنین می‌توانند علیرغم برانگیختگی عاطفی [18]، رفتار هدف‌گرا اتخاذ کنند و کمتر از فرسودگی والدین رنج ببرند [6].
در نهایت، استرس طولانی مدت ناشی از نقش والدینی می‌تواند منجر به فرسودگی والدینی شود که سلامت جسمی و روانی والدین و فرزندان را تهدید می‌کند. از سوی دیگر، احتمال فرسودگی والدینی در بین مادران به دلیل نقش محوری آنها در تربیت فرزند بیشتر است [20]. هرچند رابطه بین صفات شخصیتی و فرسودگی والدینی تا حدی مشخص شده است [22-21]، اما در مورد عوامل مؤثر بر فرسودگی والدینی به ویژه در مادران، پژوهشها کافی نیست و خلاء پژوهشی در بررسی مکانیسم‌های احتمالی این رابطه همچنان ناشناخته باقی مانده است. از این رو، پژوهش حاضر با هدف تعیین نقش میانجیگر تنظیم هیجان در رابطه بین صفات شخصیتی روان‌رنجورخویی و وظیفه‌شناسی با فرسودگی والدینی در مادران شهر تهران اجرا گردید. شکل 1، الگوی پیشنهادی پژوهش را نشان می‌دهد.
مواد و روشها
پژوهش حاضر از نظر هدف بنیادی و از نظر روش، توصیفی از نوع همبستگی است. جامعه آماری این پژوهش، کلیه مادران مناطق 22گانه شهر تهران بود که حداقل یک فرزند زیر 18 سال با آنها زندگی می‌کرد. گردآوری داده‌ها در بازه زمانی 1402-1401 و به شیوه در دسترس و به صورت برخط انجام شد. به علاوه، حجم نمونه پژوهش حاضر با تکیه بر ادبیات پژوهشی و توصیه روش شناختی Kline، که باید به ازای هر پارامتر در مدل، حداقل ده تا بیست مورد به حجم نمونه اضافه شود [23]، در نظر گرفته شد که با توجه به متغیرهای پژوهش (5 متغیر) و زیر مقیاس آنها (8 متغیر) با در نظر گرفتن احتمال ریزش، 306 نفر آزمودنی در نظر گرفته شد.
ملاک‌های ورود شرکتکنندگان در پژوهش حاضر، دامنه سنی 20 تا 50 سال، مادر بودن و داشتن حداقل یک فرزند زیر 18 سال بود. از سوی دیگر، ابتلاء به بیماری‌های جسمانی و روانی جدی مستلزم مصرف داروهای روان‌پزشکی و نیز سوء مصرف مواد (با توجه به گزارش فرد در پرسش‌نامه اطلاعات جمعیت شناختی)، ملاک‌های خروج از این پژوهش بود. پس از غربالگری معیارهای خروج در مرحله نهایی، 20 مورد از تحلیل حذف شدند و در نهایت داده‌های 286 نفر مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفتند.
اجرای پژوهش حاضر به این صورت بود که بعد از
تأیید پروتکل پژوهش حاضر از سوی کمیته اخلاق دانشگاه
الزهراء (IR.ALZAHRA.REC.1400.076)، به تدوین پرسش‌نامه‌های پژوهش به صورت برخط با استفاده از پلتفرم Google Forms، در بازه زمانی فروردین 1401 تا فروردین 1402 پرداخته شد. در ابتدای پرسش‌نامه برخط چکیده مختصری از اهداف پژوهش برای شرکت کنندگان ارائه شد و از محرمانگی کامل به آنها اطمینان داده شد و سپس فراخوان شرکت در پژوهش در شبکه‌های اجتماعی مختلف (مانند تلگرام، واتس‌اپ و اینستاگرام، ایتا) به اشتراک گذاشته شد و از کلیه مادران که معیارهای ورود به پژوهش را دارا بودند، دعوت به شرکت در پژوهش شد. سپس لینک پرسش‌نامه برخط در اختیار آن دسته از واجدین شرایطی قرار گرفت که با تکمیل رضایتنامه کتبی برای شرکت در پژوهش موافقت کرده بودند. هم‌چنین، به شرکتکنندگان این اطمینان داده شد که اطلاعات آنها محرمانه خواهد ماند و در عین حال قادرند که در هر مرحله از پژوهش که مایل به خروج از پژوهش بودند، انصراف خود را اعلام نمایند. در پژوهش حاضر به منظور گردآوری داده‌ها علاوه بر گردآوری اطلاعات جمعیت شناختی (مانند سن مادر، سطح تحصیلات، سن هنگام ازدواج، مدت زمان ازدواج، سن به هنگام اولین بارداری، تعداد فرزندان، سن فرزندان، سابقه طلاق، نوع خانواده فعلی؛ تک والدی، دو والدی، پدر-مادر خواندگی، وضعیت اقتصادی، و سطح درآمد)، از سه پرسش‌نامه روانشناختی نیز استفاده گردید که پرسش‌نامه‌های مورد استفاده به شرح ذیل بودند:
مقیاس سنجش فرسودگی والدینی (Parental burnout scale): این پرسش‌نامه برای اولین بار توسط Roskam و همکاران برای ارزیابی میزان خستگی و فرسودگی والدین ناشی از وظایف فرزندپروری ساخته شد. این مقیاس شامل 23 گویه با چهار خرده مقیاس خستگی از نقش والدینی خود، تقابل با خود والدینی گذشته، احساس بیزاری از نقش والدینی و فاصله عاطفی گرفتن از نقش والدینی است. تعداد 9 گویه خستگی از نقش والدینی (به طور مثال: اصلاً برای مراقبت از فرزندم انرژی ندارم)، 6 گویه تقابل در خود والدین (به طور مثال: به خودم میگویم دیگر آن پدر/مادری که بودم نیستم)، 5 گویه احساس بیزاری از نقش والدی (به طور مثال: من دیگر نمی‌توانم نقش خود را به عنوان پدر/مادر تحمل کنم) و 3 گویه احساس فاصله عاطفی از فرزند (به طور مثال: دیگر قادر نیستم به فرزندانم نشان دهم چقدر دوستشان دارم)، را اندازه می‌گیرد. گویه‌ها دارای طیف لیکرت هفت درجه‌ای از هرگز (نمره صفر) تا هر روز (نمره شش) است. نمره کل فرسودگی والدینی از جمع نمرات تمام گویه‌ها به دست می‌آید. دامنه نمرات این مقیاس از 0 تا 138 قرار دارد. نمرات نزدیک به صفر، به معنای نبود علائم فرسودگی و نمرات نزدیک به طیف انتهایی، فرسودگی شدید را بیان می‌کند. روایی و پایایی مقیاس در مطالعه سازندگان آن در فرهنگها و در دو جنسیت، پذیرفتنی گزارش شده است. بر این اساس، ضریب آلفای کرونباخ 81/0، 90/0، 93/0 و 93/0 به ترتیب برای چهار خرده مقیاس و 96/0 برای نمره کل در والدین فرانسوی و انگلیسی زبان به دست آمده است [24]. پایایی در مطالعه اعتبارسنجی فارسی مقیاس فرسودگی والدین در ایران 82/0، 87/0، 90/0، 60/0 و 93/0 به ترتیب برای خستگی از نقش والدینی، تقابل با خود والدینی در گذشته، احساس بیزاری از نقش والدینی، فاصله عاطفی گرفتن از نقش والدینی و نمره کل مقیاس محاسبه شده است [25]. میزان همسانی درونی این پرسش‌نامه در پژوهش حاضر با روش آلفای کرونباخ 88/0 محاسبه گردید.
مقیاس تنظیم هیجان (Emotion regulation scale): این پرسش‌نامه، توسط Gross وJohn ]13[، برای ارزیابی متغیر تنظیم هیجان ساخته شد. این مقیاس شامل 10 گویه و 2 خرده مقیاس ارزیابی مجدد و سرکوبی هیجان است. 4 گویه، سرکوبی هیجان (به طور مثال: من هیجاناتم را با نشان ندادنشان کنترل می‌کنم) و 6 گویه ارزیابی مجدد هیجان (به طور مثال: من هیجاناتم را با تغییر روش فکر کردن به شرایطی که در آن هستم کنترل می‌کنم) را اندازه می‌گیرد. گویه‌ها بر اساس لیکرت 7 درجه‌ای از کاملاً مخالفم (1) تا کاملاً موافقم (7) نمره‌گذاری می‌شوند. نمرات بالاتر برای موارد ارزیابی مجدد و نمرات پایین‌تر برای موارد سرکوبی هیجان، بیانگر راهبردهای بهتر تنظیم هیجان است. Gross و همکارش ]13[، ضریب آلفای کرونباخ برای خرده مقیاسهای ارزیابی مجدد و سرکوبی هیجان را به ترتیب 79/0 و 73/0 و پایایی بازآزمایی را 69/0 گزارش کردند. هم‌چنین، تحقیقات نشان داد که مقیاس تنظیم هیجان با خرده مقیاسهای ارزیابی مجدد و سرکوبی هیجان از سازگاری درونی خوبی برخوردار است و مقادیر آلفای کرونباخ برای ارزیابی مجدد 82/0 و برای سرکوبی هیجان 64/0 به دست آمده است ]26[. در پژوهشهای داخلی،Karbalaie و همکاران پایایی این مقیاس را 74/0 گزارش کرده‌اند [27]. میزان همسانی درونی این پرسش‌نامه در پژوهش حاضر با روش آلفای کرونباخ برای ارزیابی مجدد 71/0 و برای سرکوبی هیجان 70/0 محاسبه گردید.
فرم کوتاه پرسش‌نامه شخصیت نئو (NEO Five-Factor Inventory): این پرسش‌نامه توسط McCrae و Costa [28] برای ارزیابی پنج عامل بزرگ شخصیت (روان‌رنجورخویی، وظیفه‌شناسی، برون‌گرایی، گشودگی به تجربه و موافقت) تنظیم شد. این پرسش‌نامه از 60 گویه بر اساس طیف لیکرت 5 درجه‌ای (1=کاملاً موافقم تا 5=کاملاً مخالفم) تهیه شده است که هر 12 گویه آن یکی از پنج عامل بزرگ شخصیت را اندازه می‌گیرد و نمره هر عامل جداگانه محاسبه می‌شود که در پژوهش حاضر تنها گویه‌های مربوط به دو عامل شخصیت (روان‌رنجورخویی و وظیفه‌شناسی) مورد استفاده قرار گرفته است. نتایج پژوهشها حاکی از آن است که زیر مقیاسهای این پرسش‌نامه از همسانی درونی خوبی برخوردارند. برای مثال، Helle و همکارش ]29[، گزارش کردند که آلفای کرونباخ از 87/0 (گشودگی به تجربه) تا 91/0 (روان‌رنجورخویی) برای پنج حوزه متغیر است. هم‌چنین در ایران Anisi، آلفای کرونباخ را برای وظیفه شناسی و روان‌رنجورخویی به ترتیب 83/0 و 80/0 گزارش کرد [30]. ضرایب آلفای کرونباخ در مطالعه حاضر برای روان‌رنجورخویی 75/0 و برای وظیفه شناسی 78/0 محاسبه گردید.
داده‌ها با استفاده از نرمافزار SPSS نسخه 26 و AMOS نسخه 24، در دو سطح توصیفی و استنباطی مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفتند. در بخش آمار توصیفی، فراوانی و میانگین، درصد، چولگی، کشیدگی و انحراف معیار استفاده شد. در تحلیل استنباطی، ابتدا غربالگری داده‌ها برای بررسی هرگونه نقاط پرت و انحراف از توزیع نرمال انجام شد. سپس از آزمون همبستگی Pearson برای بررسی همبستگی بین تمامی متغیرهای پژوهش و نیز به منظور بررسی مدل از تحلیل مسیر با رویکرد بیشینه احتمال (Maximum likelihood) و اثرات میانجی از طریق Bootstrapping بررسی شدند. سطح معناداری در آزمونها 05/0 در نظر گرفته شد.
نتایج
شرکتکنندگان (286 مادر) به طور متوسط 43/8±78/35 (انحراف معیار±میانگین) سال سن داشتند و به مدت 89/2±55/15 سال تحصیل کرده بودند. آنها به طور متوسط در سن 31/5±14/24 سالگی ازدواج کرده بودند و در سن 28/5±51/26 سالگی برای اولین بار باردار شده بودند و به طور متوسط 94/7±64/11 سال زندگی مشترک داشتند. شرکتکنندگان پژوهش به طور متوسط 2 فرزند داشتند که سن بزرگ‌ترین فرزند 54/7±02/9 سال و سن کوچک‌ترین فرزند 76/6 ± 86/5 سال بود. از بین شرکتکنندگان، 245 نفر (5/85 درصد) خانواده دو والدی، 18 نفر (3/6 درصد) خانواده تک والدی، 2 نفر (7/0 درصد) خانواده پدر/مادرخواندگی و 21 نفر (3/7 درصد) خانواده چندنسلی داشتند. 29 نفر (1/10 درصد) از شرکتکنندگان در محله‌های غیربرخوردار، 149 نفر (1/52 درصد) در محله‌های متوسط و 109 نفر (8/37 درصد) در محله‌های برخوردار زندگی می‌کردند. در نهایت این که 146 نفر (0/51 درصد) از آنان دارای درآمد بودند.
ابتدا پیشفرضهای تحلیل مسیر مورد بررسی قرار گرفتند. این پیش‌فرض‌ها شامل نبود داده‌های پرت تک متغیره و چند متغیره، و برخورداری متغیرها از توزیع نرمال تک متغیره و چند متغیره هستند ]31[، داده‌های پرت تک‌متغیره از طریق بررسی نمرات استاندارد مشخص شدند. در متغیر وظیفه شناسی نمره استاندارد دو نفر از شرکتکنندگان و در متغیر فرسودگی والدینی نمره استاندارد سه نفر از شرکتکنندگان، 3 انحراف استاندارد بالاتر از میانگین بود. هم‌چنین در متغیر سرکوبی، نمره استاندارد یک نفر از شرکتکنندگان، 3 انحراف استاندارد پایین‌تر از میانگین بود. بنابراین، جمعاً شش شرکت‌کننده به دلیل وجود داده‌های پرت تک متغیره از تحلیل کنار گذاشته شدند. هم‌چنین، وجود داده‌های پرت چندمتغیره با استفاده از فاصله Mahalanobis مورد بررسی قرار گرفت. بر این اساس مشخص گردید که centroid دو نفر از شرکتکنندگان، فاصله زیادی از سایرین داشت و بنابراین این دو نفر نیز از تحلیل کنار گذاشته شدند. بر این اساس، تحلیل نهایی با داده‌های 286 شرکت کننده انجام گرفت. آماره‌های توصیفی و ماتریس همبستگی متغیرهای پژوهش در جدول 1 گزارش شده است. همانگونه که جدول 1 نشان می‌دهد، مقادیر کجی (چولگی) و کشیدگی همه متغیرها در محدوده 1+ و 1- قرار داشت که نشان می‌دهد، داده‌ها از توزیع نرمال تک‌متغیره برخوردار بودند. بررسی نمودار هیستوگرام متغیرها نیز این موضوع را تأیید کرد. آماره Mardia نیز برابر با 426/2 بود. با توجه به اینکه آماره Mardia کمتر از 5 نشان دهنده توزیع نرمال چند متغیره است [31]، بنابراین داده‌ها از توزیع نرمال چند متغیره برخوردار بود و پیشفرضهای تحلیل مسیر برقرار بودند.
بررسی ماتریس همبستگی نشان داد که به جزء همبستگی بین نمره روان‌رنجورخویی و ارزیابی مجدد که معنادار نبود (048/0-=r، 415/0=P)، سایر همبستگی‌ها همگی معنادار و در جهت مورد انتظار بودند و مقدار آنها در محدوده 132/0 تا 386/0 قرار داشت (05/0>P) (جدول 1).
پژوهش حاضر از نظر هدف بنیادی و از نظر روش، توصیفی از نوع همبستگی است. جامعه آماری این پژوهش، کلیه مادران مناطق 22گانه شهر تهران بود که حداقل یک فرزند زیر 18 سال با آنها زندگی می‌کرد. گردآوری داده‌ها در بازه زمانی 1402-1401 و به شیوه در دسترس و به صورت برخط انجام شد. به علاوه، حجم نمونه پژوهش حاضر با تکیه بر ادبیات پژوهشی و توصیه روش شناختی Kline، که باید به ازای هر پارامتر در مدل، حداقل ده تا بیست مورد به حجم نمونه اضافه شود [23]، در نظر گرفته شد که با توجه به متغیرهای پژوهش (5 متغیر) و زیر مقیاس آنها (8 متغیر) با در نظر گرفتن احتمال ریزش، 306 نفر آزمودنی در نظر گرفته شد.
ملاک‌های ورود شرکتکنندگان در پژوهش حاضر، دامنه سنی 20 تا 50 سال، مادر بودن و داشتن حداقل یک فرزند زیر 18 سال بود. از سوی دیگر، ابتلاء به بیماری‌های جسمانی و روانی جدی مستلزم مصرف داروهای روان‌پزشکی و نیز سوء مصرف مواد (با توجه به گزارش فرد در پرسش‌نامه اطلاعات جمعیت شناختی)، ملاک‌های خروج از این پژوهش بود. پس از غربالگری معیارهای خروج در مرحله نهایی، 20 مورد از تحلیل حذف شدند و در نهایت داده‌های 286 نفر مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفتند.
اجرای پژوهش حاضر به این صورت بود که بعد از
تأیید پروتکل پژوهش حاضر از سوی کمیته اخلاق دانشگاه
الزهراء (IR.ALZAHRA.REC.1400.076)، به تدوین پرسش‌نامه‌های پژوهش به صورت برخط با استفاده از پلتفرم Google Forms، در بازه زمانی فروردین 1401 تا فروردین 1402 پرداخته شد. در ابتدای پرسش‌نامه برخط چکیده مختصری از اهداف پژوهش برای شرکت کنندگان ارائه شد و از محرمانگی کامل به آنها اطمینان داده شد و سپس فراخوان شرکت در پژوهش در شبکه‌های اجتماعی مختلف (مانند تلگرام، واتس‌اپ و اینستاگرام، ایتا) به اشتراک گذاشته شد و از کلیه مادران که معیارهای ورود به پژوهش را دارا بودند، دعوت به شرکت در پژوهش شد. سپس لینک پرسش‌نامه برخط در اختیار آن دسته از واجدین شرایطی قرار گرفت که با تکمیل رضایتنامه کتبی برای شرکت در پژوهش موافقت کرده بودند. هم‌چنین، به شرکتکنندگان این اطمینان داده شد که اطلاعات آنها محرمانه خواهد ماند و در عین حال قادرند که در هر مرحله از پژوهش که مایل به خروج از پژوهش بودند، انصراف خود را اعلام نمایند. در پژوهش حاضر به منظور گردآوری داده‌ها علاوه بر گردآوری اطلاعات جمعیت شناختی (مانند سن مادر، سطح تحصیلات، سن هنگام ازدواج، مدت زمان ازدواج، سن به هنگام اولین بارداری، تعداد فرزندان، سن فرزندان، سابقه طلاق، نوع خانواده فعلی؛ تک والدی، دو والدی، پدر-مادر خواندگی، وضعیت اقتصادی، و سطح درآمد)، از سه پرسش‌نامه روانشناختی نیز استفاده گردید که پرسش‌نامه‌های مورد استفاده به شرح ذیل بودند:
مقیاس سنجش فرسودگی والدینی (Parental burnout scale): این پرسش‌نامه برای اولین بار توسط Roskam و همکاران برای ارزیابی میزان خستگی و فرسودگی والدین ناشی از وظایف فرزندپروری ساخته شد. این مقیاس شامل 23 گویه با چهار خرده مقیاس خستگی از نقش والدینی خود، تقابل با خود والدینی گذشته، احساس بیزاری از نقش والدینی و فاصله عاطفی گرفتن از نقش والدینی است. تعداد 9 گویه خستگی از نقش والدینی (به طور مثال: اصلاً برای مراقبت از فرزندم انرژی ندارم)، 6 گویه تقابل در خود والدین (به طور مثال: به خودم میگویم دیگر آن پدر/مادری که بودم نیستم)، 5 گویه احساس بیزاری از نقش والدی (به طور مثال: من دیگر نمی‌توانم نقش خود را به عنوان پدر/مادر تحمل کنم) و 3 گویه احساس فاصله عاطفی از فرزند (به طور مثال: دیگر قادر نیستم به فرزندانم نشان دهم چقدر دوستشان دارم)، را اندازه می‌گیرد. گویه‌ها دارای طیف لیکرت هفت درجه‌ای از هرگز (نمره صفر) تا هر روز (نمره شش) است. نمره کل فرسودگی والدینی از جمع نمرات تمام گویه‌ها به دست می‌آید. دامنه نمرات این مقیاس از 0 تا 138 قرار دارد. نمرات نزدیک به صفر، به معنای نبود علائم فرسودگی و نمرات نزدیک به طیف انتهایی، فرسودگی شدید را بیان می‌کند. روایی و پایایی مقیاس در مطالعه سازندگان آن در فرهنگها و در دو جنسیت، پذیرفتنی گزارش شده است. بر این اساس، ضریب آلفای کرونباخ 81/0، 90/0، 93/0 و 93/0 به ترتیب برای چهار خرده مقیاس و 96/0 برای نمره کل در والدین فرانسوی و انگلیسی زبان به دست آمده است [24]. پایایی در مطالعه اعتبارسنجی فارسی مقیاس فرسودگی والدین در ایران 82/0، 87/0، 90/0، 60/0 و 93/0 به ترتیب برای خستگی از نقش والدینی، تقابل با خود والدینی در گذشته، احساس بیزاری از نقش والدینی، فاصله عاطفی گرفتن از نقش والدینی و نمره کل مقیاس محاسبه شده است [25]. میزان همسانی درونی این پرسش‌نامه در پژوهش حاضر با روش آلفای کرونباخ 88/0 محاسبه گردید.
مقیاس تنظیم هیجان (Emotion regulation scale): این پرسش‌نامه، توسط Gross وJohn ]13[، برای ارزیابی متغیر تنظیم هیجان ساخته شد. این مقیاس شامل 10 گویه و 2 خرده مقیاس ارزیابی مجدد و سرکوبی هیجان است. 4 گویه، سرکوبی هیجان (به طور مثال: من هیجاناتم را با نشان ندادنشان کنترل می‌کنم) و 6 گویه ارزیابی مجدد هیجان (به طور مثال: من هیجاناتم را با تغییر روش فکر کردن به شرایطی که در آن هستم کنترل می‌کنم) را اندازه می‌گیرد. گویه‌ها بر اساس لیکرت 7 درجه‌ای از کاملاً مخالفم (1) تا کاملاً موافقم (7) نمره‌گذاری می‌شوند. نمرات بالاتر برای موارد ارزیابی مجدد و نمرات پایین‌تر برای موارد سرکوبی هیجان، بیانگر راهبردهای بهتر تنظیم هیجان است. Gross و همکارش ]13[، ضریب آلفای کرونباخ برای خرده مقیاسهای ارزیابی مجدد و سرکوبی هیجان را به ترتیب 79/0 و 73/0 و پایایی بازآزمایی را 69/0 گزارش کردند. هم‌چنین، تحقیقات نشان داد که مقیاس تنظیم هیجان با خرده مقیاسهای ارزیابی مجدد و سرکوبی هیجان از سازگاری درونی خوبی برخوردار است و مقادیر آلفای کرونباخ برای ارزیابی مجدد 82/0 و برای سرکوبی هیجان 64/0 به دست آمده است ]26[. در پژوهشهای داخلی،Karbalaie و همکاران پایایی این مقیاس را 74/0 گزارش کرده‌اند [27]. میزان همسانی درونی این پرسش‌نامه در پژوهش حاضر با روش آلفای کرونباخ برای ارزیابی مجدد 71/0 و برای سرکوبی هیجان 70/0 محاسبه گردید.
فرم کوتاه پرسش‌نامه شخصیت نئو (NEO Five-Factor Inventory): این پرسش‌نامه توسط McCrae و Costa [28] برای ارزیابی پنج عامل بزرگ شخصیت (روان‌رنجورخویی، وظیفه‌شناسی، برون‌گرایی، گشودگی به تجربه و موافقت) تنظیم شد. این پرسش‌نامه از 60 گویه بر اساس طیف لیکرت 5 درجه‌ای (1=کاملاً موافقم تا 5=کاملاً مخالفم) تهیه شده است که هر 12 گویه آن یکی از پنج عامل بزرگ شخصیت را اندازه می‌گیرد و نمره هر عامل جداگانه محاسبه می‌شود که در پژوهش حاضر تنها گویه‌های مربوط به دو عامل شخصیت (روان‌رنجورخویی و وظیفه‌شناسی) مورد استفاده قرار گرفته است. نتایج پژوهشها حاکی از آن است که زیر مقیاسهای این پرسش‌نامه از همسانی درونی خوبی برخوردارند. برای مثال، Helle و همکارش ]29[، گزارش کردند که آلفای کرونباخ از 87/0 (گشودگی به تجربه) تا 91/0 (روان‌رنجورخویی) برای پنج حوزه متغیر است. هم‌چنین در ایران Anisi، آلفای کرونباخ را برای وظیفه شناسی و روان‌رنجورخویی به ترتیب 83/0 و 80/0 گزارش کرد [30]. ضرایب آلفای کرونباخ در مطالعه حاضر برای روان‌رنجورخویی 75/0 و برای وظیفه شناسی 78/0 محاسبه گردید.
داده‌ها با استفاده از نرمافزار SPSS نسخه 26 و AMOS نسخه 24، در دو سطح توصیفی و استنباطی مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفتند. در بخش آمار توصیفی، فراوانی و میانگین، درصد، چولگی، کشیدگی و انحراف معیار استفاده شد. در تحلیل استنباطی، ابتدا غربالگری داده‌ها برای بررسی هرگونه نقاط پرت و انحراف از توزیع نرمال انجام شد. سپس از آزمون همبستگی Pearson برای بررسی همبستگی بین تمامی متغیرهای پژوهش و نیز به منظور بررسی مدل از تحلیل مسیر با رویکرد بیشینه احتمال (Maximum likelihood) و اثرات میانجی از طریق Bootstrapping بررسی شدند. سطح معناداری در آزمونها 05/0 در نظر گرفته شد.
نتایج
شرکتکنندگان (286 مادر) به طور متوسط 43/8±78/35 (انحراف معیار±میانگین) سال سن داشتند و به مدت 89/2±55/15 سال تحصیل کرده بودند. آنها به طور متوسط در سن 31/5±14/24 سالگی ازدواج کرده بودند و در سن 28/5±51/26 سالگی برای اولین بار باردار شده بودند و به طور متوسط 94/7±64/11 سال زندگی مشترک داشتند. شرکتکنندگان پژوهش به طور متوسط 2 فرزند داشتند که سن بزرگ‌ترین فرزند 54/7±02/9 سال و سن کوچک‌ترین فرزند 76/6 ± 86/5 سال بود. از بین شرکتکنندگان، 245 نفر (5/85 درصد) خانواده دو والدی، 18 نفر (3/6 درصد) خانواده تک والدی، 2 نفر (7/0 درصد) خانواده پدر/مادرخواندگی و 21 نفر (3/7 درصد) خانواده چندنسلی داشتند. 29 نفر (1/10 درصد) از شرکتکنندگان در محله‌های غیربرخوردار، 149 نفر (1/52 درصد) در محله‌های متوسط و 109 نفر (8/37 درصد) در محله‌های برخوردار زندگی می‌کردند. در نهایت این که 146 نفر (0/51 درصد) از آنان دارای درآمد بودند.
ابتدا پیشفرضهای تحلیل مسیر مورد بررسی قرار گرفتند. این پیش‌فرض‌ها شامل نبود داده‌های پرت تک متغیره و چند متغیره، و برخورداری متغیرها از توزیع نرمال تک متغیره و چند متغیره هستند ]31[، داده‌های پرت تک‌متغیره از طریق بررسی نمرات استاندارد مشخص شدند. در متغیر وظیفه شناسی نمره استاندارد دو نفر از شرکتکنندگان و در متغیر فرسودگی والدینی نمره استاندارد سه نفر از شرکتکنندگان، 3 انحراف استاندارد بالاتر از میانگین بود. هم‌چنین در متغیر سرکوبی، نمره استاندارد یک نفر از شرکتکنندگان، 3 انحراف استاندارد پایین‌تر از میانگین بود. بنابراین، جمعاً شش شرکت‌کننده به دلیل وجود داده‌های پرت تک متغیره از تحلیل کنار گذاشته شدند. هم‌چنین، وجود داده‌های پرت چندمتغیره با استفاده از فاصله Mahalanobis مورد بررسی قرار گرفت. بر این اساس مشخص گردید که centroid دو نفر از شرکتکنندگان، فاصله زیادی از سایرین داشت و بنابراین این دو نفر نیز از تحلیل کنار گذاشته شدند. بر این اساس، تحلیل نهایی با داده‌های 286 شرکت کننده انجام گرفت. آماره‌های توصیفی و ماتریس همبستگی متغیرهای پژوهش در جدول 1 گزارش شده است. همانگونه که جدول 1 نشان می‌دهد، مقادیر کجی (چولگی) و کشیدگی همه متغیرها در محدوده 1+ و 1- قرار داشت که نشان می‌دهد، داده‌ها از توزیع نرمال تک‌متغیره برخوردار بودند. بررسی نمودار هیستوگرام متغیرها نیز این موضوع را تأیید کرد. آماره Mardia نیز برابر با 426/2 بود. با توجه به اینکه آماره Mardia کمتر از 5 نشان دهنده توزیع نرمال چند متغیره است [31]، بنابراین داده‌ها از توزیع نرمال چند متغیره برخوردار بود و پیشفرضهای تحلیل مسیر برقرار بودند.
بررسی ماتریس همبستگی نشان داد که به جزء همبستگی بین نمره روان‌رنجورخویی و ارزیابی مجدد که معنادار نبود (048/0-=r، 415/0=P)، سایر همبستگی‌ها همگی معنادار و در جهت مورد انتظار بودند و مقدار آنها در محدوده 132/0 تا 386/0 قرار داشت (05/0>P) (جدول 1).
جدول 1- آماره‌های توصیفی و ماتریس همبستگی نمرات روان‌رنجورخویی، وظیفه‌شناسی، ارزیابی مجدد، سرکوبی و فرسودگی والدینی در مادران شهر تهران در بازه زمانی 1402-1401 (286=n)
| متغیر | روان رنجورخویی | وظیفه‌شناسی | ارزیابی مجدد | سرکوبی | فرسودگی والدینی |
| روان رنجورخویی | 1 | ||||
| وظیفه شناسی ارزیابی مجدد |
**235/0 - 048/0 - |
1 **386/0 |
1 |
||
| سرکوبی | **220/0 | *132/0 - | **197/0 | 1 | |
| فرسودگی والدینی | **326/0 | **378/0 - | **216/0 - | **367/0 | 1 |
| میانگین انحراف استاندارد چولگی (کجی) کشیدگی |
27/25 24/5 160/0 101/0- |
28/25 93/5 595/0 420/0 |
00/25 87/5 100/0- 496/0- |
92/15 81/3 007/0 352/0- |
47/57 83/20 279/0- 160/0 |
ابتدا مدل اصلی پژوهش مورد بررسی قرار گرفت. شاخص‌های برازش مدل در جدول 2 ارائه شده‌اند. آماره کای دو (χ2) عدد 172/27 به دست آمد (001/0>P) که بیانگر عدم برازش مدل است. با این حال، آماره χ2 نسبت به حجم نمونه حساسیت بالایی دارد و در نمونه‌های دارای حجم بالا، حتی مدل‌های برازش شده را به اشتباه رد می‌نماید. بنابراین، این آماره شاخص مناسبی برای قضاوت نیست و از شاخص‌های برازش دیگری از جمله شاخص نیکویی برازش (Goodness of Fit Index; GFI)، شاخص برازش تطبیقی (Comparative Fit Index; CFI)، شاخص نیکویی برازش تعدیل شده (Adjusted Goodness of Fit Index; AGFI)، شاخص خطای جذر میانگین مربعات (Root Mean Square Error of Approximation; RMSEA) شاخص ریشه میانگین مربعات باقیمانده استاندارد شده (Standardized Root Mean Squared Residual; SRMR) باید استفاده کرد.
در مورد GFI، AGFI و CFI ارزش بالاتر از 95/0 و درباره RMSEA و RMR ارزش پایین‌تر از 06/0 نشان‌گر برازش مدل در نظر گرفته می‌شوند ]31[. بر این اساس مشخص شد که مدل اصلی از برازش کافی برخوردار نبود و نیاز به تعدیل داشت.
شاخص‌های تعدیل بیانگر آن بودند که باید پیکانی یکطرفه بین سرکوبی هیجان و ارزیابی مجدد یا بالعکس کشیده شود یا اینکه عبارات خطای این دو متغیر با هم همبسته گردند. با توجه به اینکه کشیدن پیکان یکطرفه بین این دو متغیر از دیدگاه نظری منطقی نبود، بنابراین عبارات خطای این دو متغیر با هم همبسته شدند. از آنجایی که سرکوبی هیجان و ارزیابی مجدد، هر دو ابعادی از تنظیم هیجان هستند، بنابراین از دیدگاه نظری منطقی است که بین عبارات خطای آنها همبستگی وجود داشته باشد. به علاوه، با توجه به اینکه اثر مستقیم روان‌رنجورخویی بر ارزیابی مجدد و هم‌چنین اثر مستقیم وظیفه‌شناسی بر سرکوبی هیجان در هیچ یک از مدل‌های اصلی و تعدیل شده معنادار نبود، بنابراین این اثرات مستقیم از مدل نهایی حذف گردیدند. شاخص‌های مدل نهایی تعدیل شده در جدول 2 گزارش شده است. همانگونه که جدول 2 نشان می‌دهد، شاخص‌های برازش نشان می‌دهند که داده‌ها با مدل نهایی تعدیل شده برازش داشتند (996/0=GFI، 970/0=AGFI، 996/0=CFI، 039/0=RMSEA و 028/0=SRMR).
در مورد GFI، AGFI و CFI ارزش بالاتر از 95/0 و درباره RMSEA و RMR ارزش پایین‌تر از 06/0 نشان‌گر برازش مدل در نظر گرفته می‌شوند ]31[. بر این اساس مشخص شد که مدل اصلی از برازش کافی برخوردار نبود و نیاز به تعدیل داشت.
شاخص‌های تعدیل بیانگر آن بودند که باید پیکانی یکطرفه بین سرکوبی هیجان و ارزیابی مجدد یا بالعکس کشیده شود یا اینکه عبارات خطای این دو متغیر با هم همبسته گردند. با توجه به اینکه کشیدن پیکان یکطرفه بین این دو متغیر از دیدگاه نظری منطقی نبود، بنابراین عبارات خطای این دو متغیر با هم همبسته شدند. از آنجایی که سرکوبی هیجان و ارزیابی مجدد، هر دو ابعادی از تنظیم هیجان هستند، بنابراین از دیدگاه نظری منطقی است که بین عبارات خطای آنها همبستگی وجود داشته باشد. به علاوه، با توجه به اینکه اثر مستقیم روان‌رنجورخویی بر ارزیابی مجدد و هم‌چنین اثر مستقیم وظیفه‌شناسی بر سرکوبی هیجان در هیچ یک از مدل‌های اصلی و تعدیل شده معنادار نبود، بنابراین این اثرات مستقیم از مدل نهایی حذف گردیدند. شاخص‌های مدل نهایی تعدیل شده در جدول 2 گزارش شده است. همانگونه که جدول 2 نشان می‌دهد، شاخص‌های برازش نشان می‌دهند که داده‌ها با مدل نهایی تعدیل شده برازش داشتند (996/0=GFI، 970/0=AGFI، 996/0=CFI، 039/0=RMSEA و 028/0=SRMR).
جدول 2- شاخص‌های نیکویی برازش مدل متغیرهای روان‌رنجورخویی، وظیفه‌شناسی، ارزیابی مجدد، سرکوبی و فرسودگی والدینی در مادران شهر تهران در بازه زمانی 1402-1401 (286=n)
| شاخص | χ2 | Df | χ2/df | مقدار P | GFI | AGFI | CFI | RMSEA | SRMR |
| ارزش عددی | 172/27 | 1 | 172/27 | 001/0 > | 972/0 | 582/0 | 896/0 | 266/0 | 066/0 |
| ارزش عددی تعدیل شده | 863/2 | 2 | 432/1 | 239/0 | 996/0 | 970/0 | 996/0 | 039/0 | 028/0 |
از آنجایی که مدل نهایی دارای برازش کافی بود، پارارمترهای مدل برآورد شدند. مدل نهایی همراه با برآورد اثرات مستقیم استاندارد در شکل 2 نشان داده شده‌اند. هم‌چنین اثرات مستقیم، غیرمستقیم و کل در جدول 3 ارائه شده‌اند. همانگونه که جدول 3 نشان می‌دهد، همه اثرات مستقیم، غیرمستقیم و کل معنادار و در جهت مورد انتظار بودند. در نهایت فرضیه‌های اصلی پژوهش یعنی اثرات میانجی مورد بررسی قرار گرفتند. اثر میانجی زمانی وجود دارد که هم اثر کل و هم اثر غیرمستقیم (یعنی اثر از طریق متغیر میانجی) معنادار باشند. سپس باید نوع میانجی مشخص گردد. اگر اثر مستقیم نیز معنادار بود، میانجی از نوع جزئی (Partial mediation) و اگر اثر مستقیم معنادار نبود، میانجی از نوع کامل (Full mediation) است. اثرات جزئی می‌توانند رقابتی (Competitive) یا مکمل (Complementary) باشند. در صورتی که اثر مستقیم و غیرمستقیم در یک جهت باشند، نوع میانجی مکمل و در صورتی که اثر مستقیم و غیرمستقیم در خلاف جهت هم باشند، نوع میانجی رقابتی خواهد بود [32].
همانگونه که جدول 3 نشان می‌دهد، اثر کل روان‌رنجورخویی بر فرسودگی معنادار بود (263/0=β، 05/0>P). هم‌چنین، اثر غیرمستقیم روان‌رنجورخویی بر فرسودگی از طریق متغیر میانجی سرکوبی نیز معنادار بود (069/0=β، 01/0>P). بنابراین، سرکوبی نقش میانجی را در رابطه بین روان‌رنجورخویی و فرسودگی ایفاء می‌کرد. از آن جایی که اثر مستقیم روان‌رنجورخویی بر فرسودگی نیز معنادار بود (194/0=β، 01/0>P) و اثرات مستقیم و غیرمستقیم در یک جهت قرار داشتند، بنابراین متغیر سرکوبی یک میانجی جزئی مکمل محسوب می‌گردد.
در مورد نقش میانجی متغیر ارزیابی مجدد نیز ملاحظه می‌شود که اثر کل وظیفه شناسی بر فرسودگی معنادار بود (294/0-=β، 01/0>P). هم‌چنین، اثر غیرمستقیم وظیفه شناسی بر فرسودگی از طریق متغیر میانجی ارزیابی مجدد نیز معنادار بود (078/0-=β، 01/0>P). بنابراین، ارزیابی مجدد نقش میانجی را در رابطه بین وظیفه‌شناسی و فرسودگی ایفا می‌کرد. از آنجایی که اثر مستقیم وظیفه‌شناسی بر فرسودگی نیز معنادار بود (216/0-=β، 05/0>P) و اثرات مستقیم و غیرمستقیم در یک جهت قرار داشتند، بنابراین متغیر ارزیابی مجدد نیز یک میانجی جزئی مکمل محسوب می‌گردد. در مجموع، نمرات روان‌رنجورخویی با میانجیگری سرکوبی، و وظیفه‌شناسی با میانجیگری ارزیابی مجدد توانستند 9/29 درصد از واریانس نمره فرسودگی والدینی را تبیین نمایند (01/0>P).
همانگونه که جدول 3 نشان می‌دهد، اثر کل روان‌رنجورخویی بر فرسودگی معنادار بود (263/0=β، 05/0>P). هم‌چنین، اثر غیرمستقیم روان‌رنجورخویی بر فرسودگی از طریق متغیر میانجی سرکوبی نیز معنادار بود (069/0=β، 01/0>P). بنابراین، سرکوبی نقش میانجی را در رابطه بین روان‌رنجورخویی و فرسودگی ایفاء می‌کرد. از آن جایی که اثر مستقیم روان‌رنجورخویی بر فرسودگی نیز معنادار بود (194/0=β، 01/0>P) و اثرات مستقیم و غیرمستقیم در یک جهت قرار داشتند، بنابراین متغیر سرکوبی یک میانجی جزئی مکمل محسوب می‌گردد.
در مورد نقش میانجی متغیر ارزیابی مجدد نیز ملاحظه می‌شود که اثر کل وظیفه شناسی بر فرسودگی معنادار بود (294/0-=β، 01/0>P). هم‌چنین، اثر غیرمستقیم وظیفه شناسی بر فرسودگی از طریق متغیر میانجی ارزیابی مجدد نیز معنادار بود (078/0-=β، 01/0>P). بنابراین، ارزیابی مجدد نقش میانجی را در رابطه بین وظیفه‌شناسی و فرسودگی ایفا می‌کرد. از آنجایی که اثر مستقیم وظیفه‌شناسی بر فرسودگی نیز معنادار بود (216/0-=β، 05/0>P) و اثرات مستقیم و غیرمستقیم در یک جهت قرار داشتند، بنابراین متغیر ارزیابی مجدد نیز یک میانجی جزئی مکمل محسوب می‌گردد. در مجموع، نمرات روان‌رنجورخویی با میانجیگری سرکوبی، و وظیفه‌شناسی با میانجیگری ارزیابی مجدد توانستند 9/29 درصد از واریانس نمره فرسودگی والدینی را تبیین نمایند (01/0>P).
شکل 2- مدل نهایی پژوهش برای نقش میانجیگر تنظیم هیجان در رابطه بین صفات شخصیتی روان‌رنجورخویی و وظیفه‌شناسی با فرسودگی والدینی به همراه پارامترهای استاندارد
جدول 3- اثرات مستقیم، غیرمستقیم و کل استاندارد شده متغیرهای روان‌رنجورخویی، وظیفه شناسی بر فرسودگی والدینی با نقش میانجی ارزیابی مجدد و سرکوبی در مادران شهر تهران در بازه زمانی 1402-1401 (286=n)
| فرسودگی والدینی | سرکوبی هیجان | ارزیابی مجدد | اثر | متغیرها |
| **194/0 | **207/0 | - | مستقیم | روان رنجورخویی |
| **069/0 | - | - | غیرمستقیم | |
| *263/0 | **207/0 | - | کلی | |
| *216/0- | - | *403/0 | مستقیم | وظیفه شناسی |
| **078/0- | - | - | غیرمستقیم | |
| **294/0- | - | *403/0 | کلی | |
| **195/0- | - | - | مستقیم | ارزیابی مجدد |
| - | - | - | غیرمستقیم | |
| **195/0- | - | - | کلی | |
| *335/0 | - | - | مستقیم | سرکوبی هیجان |
| - | - | - | غیرمستقیم | |
| *335/0 | - | - | کلی |
بحث
پژوهش حاضر با هدف تعیین نقش میانجیگر راهبردهای تنظیم هیجان در رابطه بین صفات شخصیتی (روان‌رنجورخویی و وظیفه‌شناسی) با فرسودگی والدینی، برای واکاوی اینکه کدام راهبرد تنظیم هیجان، میانجیگر رابطه بین صفات شخصیتی با فرسودگی والدینی است، انجام شد.
نتایج پژوهش حاضر در تطابق با سایر پژوهشها [6] نشان داد که رابطه مستقیم روان‌رنجورخویی با فرسودگی والدینی معنادار است. به عبارت دیگر، مادرانی که نمرات روان‌رنجورخویی بیشتری دارند، فرسودگی والدینی بالاتری را گزارش می‌کنند. برای پرداختن به این یافته، از آنجایی که روان‌رنجورخویی بالاتر با احساسات منفی (مانند غم، اندوه، خشم، برانگیختگی و گناه) همراه است، مادران روان‌رنجور بیشتر مستعد افسردگی و اضطراب هستند، زیرا محرکهای خنثی و موقعیتهای بیاهمیت را به عنوان فشارهای منفی شدید ارزیابی می‌کنند، بنابراین، به آنها با احساسات منفی اغراقآمیز پاسخ می‌دهند. لذا ممکن است رفتار سخت‌گیرانه از خود نشان دهند [21]. از سوی دیگر، روان‌رنجورخویی با تأثیرات منفی بر خودپنداره مادران، حس عزت نفس و کارآمدی مادران را کاهش می‌دهد که ممکن است منجر به درماندگی و سرخوردگی آنها در مواجهه با استرس و در نتیجه افزایش فرسودگی والدینی شود [33].
هم‌چنین، یافته‌ها نشان داد که رابطه غیرمستقیم روان‌رنجورخویی با فرسودگی والدینی از طریق میانجیگری تنظیم هیجان (مکانیزم سرکوبی) نیز معنادار است. بدین ترتیب، روان‌رنجورخویی با انتخاب راهبردهای تنظیم هیجان توسط مادران رابطه دارد، به طوریکه مادران روان‌رنجور به دلیل استفاده بیشتر از مکانیزم سرکوبی، فرسودگی والدینی بیشتری را گزارش می‌کنند.
لذا در راستای تبیین نقش میانجیگر، تنظیم هیجان به عنوان یک مؤلفه کلیدی در تعاملات والد-فرزند می‌تواند بر حالات ذهنی مادران مؤثر واقع شود. به طوریکه عملکرد انعکاسی والدین توسط ظرفیت تنظیم هیجان پشتیبانی می‌شود که تعیین می‌کند والدین چگونه حالات ذهنی خود و فرزندشان را در نظر می‌گیرند و این حالات ذهنی چگونه بر رفتار تأثیر می‌گذارند. بر این اساس، مادرانی که آگاهی هیجانی کمتری دارند، علاوه بر بیاطلاعی از هیجانات خود، کنجکاوی و علاقه کمتری به درک وضعیت روانی فرزند خود نشان می‌دهند [34]. پژوهشها در این زمینه نشان داده است که توانایی ضعیف در تنظیم و مدیریت هیجانات والدین با استرس والدینی [35] و واکنشهای غیرحمایتی مادران به هیجانات منفی کودکان [34] مرتبط است. بنابراین، تنظیم هیجان ابزار مهمی برای موفقیت در فرزندپروری، مقابله با استرس ناشی از نقش والدینی [26] و فرسودگی والدینی [36] است.
شواهد حمایتی در این زمینه نیز بر اهمیت راهبردهای تنظیم هیجان به عنوان یک عامل محافظتی در برابر آسیب‌پذیری روانی (به عنوان مثال، اضطراب و افسردگی) تأکید داشتهاند [38-37]. لذا، مادران با نمرات روان‌رنجورخویی بالاتر، بیشتر از راهبردهای تنظیم هیجانی ناسازگار از جمله سرکوبی استفاده می‌کنند تا با اجتناب کردن از احساسات و تجربیات منفی، اضطراب خود را کاهش دهند. با این حال سرکوبی به ندرت مفید است، زیرا باعث از بین رفتن یا تعدیل احساسات منفی و استرس نمی‌شود، فقط آنها را از هوشیاری خارج می‌کند. افزون بر این، تجمع هیجانات منفی در درازمدت می‌تواند پیامدهای شناختی (مانند افزایش نشخوار فکری، نگرانی و کاهش حس کارآمدی) و پیامد رفتاری (مانند واکنش شدید به محرکهای بیاهمیت، فقدان مهارتهای حل مسئله و افزایش فاصله بین مادر و کودک) داشته باشد [22].
یافته دیگر پژوهش حاضر همسو با سایر پژوهشها [22-21] نشان داد که رابطه مستقیم وظیفه‌شناسی با فرسودگی والدینی معنادار است. به عبارت دیگر، مادرانی که نمرات وظیفه شناسی بالاتری دارند فرسودگی والدین پایین‌تری را گزارش می‌کنند. برای تبیین این یافته، صفت شخصیتی وظیفه شناسی با رفتارهای هدفمند، پایبندی به اصول اخلاقی و سخت کوشی مرتبط است [17]. بنابراین مادرانی که نمرات وظیفه شناسی بالاتری دارند، احتمال بیشتری دارد که علیرغم مواجهه با مشکلات و استرس‌های فرزندپروری، در وظایف والدینی خود ثبات داشته باشند و به رفتارهای سازنده خود در تربیت فرزند ادامه دهند. وظیفه‌شناسی هم‌چنین با رضایت بیشتر از زندگی و بهزیستی روانی [16] مرتبط است، بنابراین مادران وظیفه شناس کمتر تحت تأثیر استرس والدین و فرسودگی والدین قرار می‌گیرند.
یافته دیگر مطالعه حاضر نشان داد که رابطه غیرمستقیم وظیفه شناسی با فرسودگی والدینی با میانجیگری تنظیم هیجان (مکانیزم ارزیابی مجدد) معنادار است. به عبارت دیگر، وظیفه شناسی بالاتر در مادران، فرسودگی والدینی کمتر را از طریق استفاده بیشتر از ارزیابی مجدد توضیح می‌دهد. بهطوریکه روابط بین وظیفه شناسی و تنظیم هیجان سازش یافته، اینگونه تبیین می‌شود که افراد با سطوح بالاتر وظیفه شناسی با توانایی حفظ توجه و تمرکز می‌توانند علیرغم رویارویی با محرکهای منفی، رفتار معطوف به هدف را اتخاذ نمایند [39].
همخوان با این یافته، Kobylińska و همکاران [16]، نشان دادند که صفات شخصیتی (از جمله وظیفه‌شناسی) با جنبه‌های سلامت روان (از جمله رضایت از زندگی و عاطفه مثبت) ارتباط معنادار دارد. تنظیم هیجان متغیری است که می‌تواند این مکانیسم را توضیح دهد: استفاده بیشتر از ارزیابی مجدد به جای سرکوبی، رضایت بیشتری از زندگی را پیش‌بینی می‌کند. این مطالعه شواهدی را در مورد نقش مهم تنظیم هیجان در رابطه بین صفات شخصیتی (وظیفه شناسی) و بهزیستی روانی ارائه می‌کند. بنابراین، مادران وظیفه شناس بیشتر در مواجهه با تجارب ناخوشایند از راهبردهای مقابلهای مثبت (مانند ارزیابی مجدد) استفاده می‌کنند. به این ترتیب به جای سرزنش خود یا دیگران، یا نشخوار فکری و فاجعه سازی، سعی می‌کنند شرایط را بپذیرند و با ارزیابی و شناسایی موانع پیش رو، در جهت رفع مشکل گام بردارند. در نتیجه کمتر دچار فرسودگی والدین می‌شوند.
از محدودیتهای پژوهش حاضر می‌توان به عوامل ذیل اشاره داشت: اولاً، نتایج ارزیابی تنها بر پرسش‌نامه‌های خودگزارشی تکیه داشت که ممکن است به دلیل سوءگیری مرتبط با مطلوبیت اجتماعی، دقت تحقیق را کاهش دهد. لذا در پژوهشهای آتی برای پیشبرد یافته‌ها، روش‌های تحقیق مبتنی بر رویکرد کیفی (از جمله مصاحبه با آزمودنی‌ها) برای درک عمیق‌تر پیشنهاد می‌شود. دوماً، نمونه پژوهش حاضر محدود به جامعه زنان بوده و تفاوت‌های جنسیتی در اینجا بررسی نشده است، بنابراین در مطالعات آتی پیشنهاد می‌شود عوامل زیربنایی فرسودگی والدینی در پدران نیز مورد بررسی قرار گیرد.
نتیجهگیری
به طور کلی نتایج پژوهش حاضر نشان داد که صفات شخصیتی روان‌رنجورخویی و وظیفه‌شناسی به صورت مستقیم و غیرمستقیم با میانجیگری تنظیم هیجان با فرسودگی والدینی رابطه معنادار دارند. با توجه به نتایج حاصل، از لحاظ کاربردی آموزش و مداخلات روان درمانی متمرکز بر بهبود تنظیم هیجان مادران برای پیشگیری و درمان فرسودگی ناشی از نقش والدینی و نیز طراحی بسته‌های فرزندپروری با هدف بهبود سلامت روان مادر-کودک با محوریت شناخت و تنظیم هیجانات توصیه می‌شود.
تشکر و قدردانی
بدینوسیله از مادران شهر تهران که با صرف وقت گران‌بهای خود در راستای تکمیل پرسش‌نامه‌های پژوهش حاضر یاریگر ما بودند، تشکر و قدردانی می‌گردد.
.
References
[1] Sanders R, Lehmann J, Gardner F. Parents’ Emotional Responses to Early Parenthood. JFI 2022; 43(7): 1874-97.
[2] Mikolajczak M, Gross JJ, Roskam I. Parental burnout: What is it, and why does it matter? Clin Psychol Sci 2019; 7(6): 1319-29.
[3] Hansotte L, Nguyen N, Roskam I, Stinglhamber F, Mikolajczak M. Are all burned out parents neglectful and violent? A latent profile analysis. JCFS 2021; 30: 158-68.
[4] Yang B, Chen BB, Qu Y, Zhu Y. Impacts of parental burnout on Chinese youth’s mental health: The role of parents’ autonomy support and emotion regulation. J Youth Adolesc 2021; 50(8): 1679-92.
[5] Mikolajczak M, Raes ME, Avalosse H, Roskam I. Exhausted parents: Sociodemographic, child-related, parent-related, parenting and family-functioning correlates of parental burnout. J Child Fam Stud 2018; 27: 602-14.
[6] Vigouroux SL, Scola C. Differences in parental burnout: Influence of demographic factors and personality of parents and children. FPSYG 2018; 9: 887.
[7] Vinayak S, Dhanoa S. Relationship of parental burnout with parental stress and personality among parents of neonates with hyperbilirubinemia. Int J Indian Psychol 2017; 4(2): 102-11.
[8] Zhang F, Baranova A, Zhou C, Cao H, Chen J, Zhang X, et al. Causal influences of neuroticism on mental health and cardiovascular disease. Hum Genet 2021; 140: 1267-81.
[9] Purnamaningsih EH. Personality and emotion regulation strategies. Int J Psychol Res 2017; 10(1): 53-60.
[10] Roberts BW, Hill PL, Davis JP. How to change conscientiousness: The sociogenomic trait intervention model. PD: TRT 2017; 8(3): 199.
[11] Pocnet C, Dupuis M, Congard A, Jopp D. Personality and its links to quality of life: Mediating effects of emotion regulation and self-efficacy beliefs. Motiv Emot 2017; 41: 196-208.
[12] Gross JJ. The emerging field of emotion regulation: An integrative review. Rev Gen Psychol 1998; 2(3): 271-99.
[13] Gross JJ, John OP. Individual differences in two emotion regulation processes: implications for affect, relationships, and well-being. J Pers Soc Psychol 2003; 85(2): 348.
[14] Shahane AD, Lopez RB, Denny BT. Implicit reappraisal as an emotional buffer: Reappraisal-related neural activity moderates the relationship between inattention and perceived stress during exposure to negative stimuli. Cogn Affect Behav Neurosci 2019; 19: 355-65.
[15] Domaradzka E, Fajkowska M. Cognitive emotion regulation strategies in anxiety and depression understood as types of personality. Front Psychol 2018; 9: 856.
[16] Kobylińska D, Zajenkowski M, Lewczuk K, Jankowski KS, Marchlewska M. The mediational role of emotion regulation in the relationship between personality and subjective well-being. Curr Psychol 2020: 1-14.
[17] Razagh Pour M, Hoseinzadeh AA. The mediating role of Cognitive Emotion Regulation Strategies in the relationship between personality traits with somatization symptoms of female university students. J Appl Psychol 2019; 13(2): 295-316. [Farsi]
[18] Barańczuk U. The five factor model of personality and emotion regulation: A meta-analysis. Pers Indiv Differ 2019; 139: 217-27.
[19] Chen C, Mao Y, Luo J, He L, Jiang Q. Regional gray matter volume mediates the relationship between conscientiousness and expressive suppression. Front HUM Neurosci 2018; 12: 301.
[20] Lebert-Charron A, Dorard G, Boujut E, Wendland J. Maternal burnout syndrome: Contextual and psychological associated factors. Front Psychol 2018; 9: 885.
[21] Le Vigouroux S, Scola C, Raes ME, Mikolajczak M, Roskam I. The big five personality traits and parental burnout: Protective and risk factors. Pers Individ Dif 2017; 119: 216-9.
[22] Sekułowicz M, Kwiatkowski P, Manor-Binyamini I, Boroń-Krupińska K, Cieślik B. The Effect of Personality, Disability, and Family Functioning on Burnout among Mothers of Children with Autism: A Path Analysis. Int J Environ Res Public Health 2022; 19(3): 1187.
[23] Kline RB. Principles and practice of structural equation modeling. JGP 2023; 15-7.
[24] Roskam I, Brianda ME, Mikolajczak M. A step forward in the conceptualization and measurement of parental burnout: The Parental Burnout Assessment (PBA). Front Psychol 2018; 9: 758.
[25] Mousavi SF, Mikolajczak M, Roskam I. Parental burnout in Iran: Psychometric properties of the Persian (Farsi) version of the Parental Burnout Assessment (PBA). New Dir Child Adolesc Dev 2020; 174: 85-100.
[26] Schultheis AM, Mayes LC, Rutherford HJ. Associations between emotion regulation and parental reflective functioning. J Child Fam Stud 2019; 28: 1094-104.
[27] Karbalaie M, Yazdanbakhsh K, Karimi P. Predicting Psychological Well-Being Based on Emotion Regulation, Cognitive Flexibility and Mindfulness in Cancer Patients. HPJ 2021; 10(37): 141-60. [Farsi]
[28] McCrae RR, Costa Jr PT. The NEO Personality Inventory: Using the five‐factor model in counseling. J Counsel Dev 1991; 69(4): 367-72.
[29] Helle AC, Mullins-Sweatt SN. Maladaptive personality trait models: Validating the five-factor model maladaptive trait measures with the Personality Inventory for DSM-5 and NEO Personality Inventory. Assessment 2019; 26(3): 375-85.
[30] Anisi J. Validity and reliability of NEO Five-Factor Inventory (NEO-FFI) on university students. IJBS 2012; 5(4): 351-5. [Farsi]
[31] Collier J. Applied structural equation modeling using AMOS: Basic to advanced techniques. Routledge; 2020: 6-27.
[32] Nitzl C, Roldan JL, Cepeda G. Mediation analysis in partial least squares path modeling: Helping researchers to discuss more sophisticated models. Ind Manag Data Syst 2016; 116(9): 1849-64.
[33] Ahmadi H, Davari R. Structural model of personality traits with mediating role of spirituality in suicidal tendency and drug abuse. JTBCP 2019; 14(51): 67-77. [Farsi]
[34] Kosari F, Esmaeilinasab M. The Relation between Mothers’ Cognitive Emotion Regulation Style and Their Reactions to Children’s Negative Emotions. JFR 2018; 14(2): 237-51. [Farsi]
[35] Shokri A, Kazemi R, Narimani M, Taklavi S. Comparison of the effectiveness of mindfulness-based cognitive therapy and emotion regulation training on parental stress of mothers with aggressive children. J Child Ment Health 2020; 7(1): 205-19. [Farsi]
[36] Swit CS, Breen R. Parenting during a pandemic: Predictors of parental burnout. J Fam Issues 2022; 44(7): 1817-37.
[37] Raymond C, Marin MF, Juster RP, Lupien SJ. Should we suppress or reappraise our stress?: the moderating role of reappraisal on cortisol reactivity and recovery in healthy adults. Anxiety Stress Coping 2019; 32(3): 286-97.
[38] Carreras J, Carter AS, Heberle A, Forbes D, Gray SA. Emotion regulation and parent distress: Getting at the heart of sensitive parenting among parents of preschool children experiencing high sociodemographic risk. J Child Fam Stud 2019; 28: 2953-62.
[39] Derryberry D, Reed MA, Pilkenton–Taylor CA. Temperament and coping: Advantages of an individual differences perspective. Dev Psychopathol 2003; 15(4): 1049-66.
[2] Mikolajczak M, Gross JJ, Roskam I. Parental burnout: What is it, and why does it matter? Clin Psychol Sci 2019; 7(6): 1319-29.
[3] Hansotte L, Nguyen N, Roskam I, Stinglhamber F, Mikolajczak M. Are all burned out parents neglectful and violent? A latent profile analysis. JCFS 2021; 30: 158-68.
[4] Yang B, Chen BB, Qu Y, Zhu Y. Impacts of parental burnout on Chinese youth’s mental health: The role of parents’ autonomy support and emotion regulation. J Youth Adolesc 2021; 50(8): 1679-92.
[5] Mikolajczak M, Raes ME, Avalosse H, Roskam I. Exhausted parents: Sociodemographic, child-related, parent-related, parenting and family-functioning correlates of parental burnout. J Child Fam Stud 2018; 27: 602-14.
[6] Vigouroux SL, Scola C. Differences in parental burnout: Influence of demographic factors and personality of parents and children. FPSYG 2018; 9: 887.
[7] Vinayak S, Dhanoa S. Relationship of parental burnout with parental stress and personality among parents of neonates with hyperbilirubinemia. Int J Indian Psychol 2017; 4(2): 102-11.
[8] Zhang F, Baranova A, Zhou C, Cao H, Chen J, Zhang X, et al. Causal influences of neuroticism on mental health and cardiovascular disease. Hum Genet 2021; 140: 1267-81.
[9] Purnamaningsih EH. Personality and emotion regulation strategies. Int J Psychol Res 2017; 10(1): 53-60.
[10] Roberts BW, Hill PL, Davis JP. How to change conscientiousness: The sociogenomic trait intervention model. PD: TRT 2017; 8(3): 199.
[11] Pocnet C, Dupuis M, Congard A, Jopp D. Personality and its links to quality of life: Mediating effects of emotion regulation and self-efficacy beliefs. Motiv Emot 2017; 41: 196-208.
[12] Gross JJ. The emerging field of emotion regulation: An integrative review. Rev Gen Psychol 1998; 2(3): 271-99.
[13] Gross JJ, John OP. Individual differences in two emotion regulation processes: implications for affect, relationships, and well-being. J Pers Soc Psychol 2003; 85(2): 348.
[14] Shahane AD, Lopez RB, Denny BT. Implicit reappraisal as an emotional buffer: Reappraisal-related neural activity moderates the relationship between inattention and perceived stress during exposure to negative stimuli. Cogn Affect Behav Neurosci 2019; 19: 355-65.
[15] Domaradzka E, Fajkowska M. Cognitive emotion regulation strategies in anxiety and depression understood as types of personality. Front Psychol 2018; 9: 856.
[16] Kobylińska D, Zajenkowski M, Lewczuk K, Jankowski KS, Marchlewska M. The mediational role of emotion regulation in the relationship between personality and subjective well-being. Curr Psychol 2020: 1-14.
[17] Razagh Pour M, Hoseinzadeh AA. The mediating role of Cognitive Emotion Regulation Strategies in the relationship between personality traits with somatization symptoms of female university students. J Appl Psychol 2019; 13(2): 295-316. [Farsi]
[18] Barańczuk U. The five factor model of personality and emotion regulation: A meta-analysis. Pers Indiv Differ 2019; 139: 217-27.
[19] Chen C, Mao Y, Luo J, He L, Jiang Q. Regional gray matter volume mediates the relationship between conscientiousness and expressive suppression. Front HUM Neurosci 2018; 12: 301.
[20] Lebert-Charron A, Dorard G, Boujut E, Wendland J. Maternal burnout syndrome: Contextual and psychological associated factors. Front Psychol 2018; 9: 885.
[21] Le Vigouroux S, Scola C, Raes ME, Mikolajczak M, Roskam I. The big five personality traits and parental burnout: Protective and risk factors. Pers Individ Dif 2017; 119: 216-9.
[22] Sekułowicz M, Kwiatkowski P, Manor-Binyamini I, Boroń-Krupińska K, Cieślik B. The Effect of Personality, Disability, and Family Functioning on Burnout among Mothers of Children with Autism: A Path Analysis. Int J Environ Res Public Health 2022; 19(3): 1187.
[23] Kline RB. Principles and practice of structural equation modeling. JGP 2023; 15-7.
[24] Roskam I, Brianda ME, Mikolajczak M. A step forward in the conceptualization and measurement of parental burnout: The Parental Burnout Assessment (PBA). Front Psychol 2018; 9: 758.
[25] Mousavi SF, Mikolajczak M, Roskam I. Parental burnout in Iran: Psychometric properties of the Persian (Farsi) version of the Parental Burnout Assessment (PBA). New Dir Child Adolesc Dev 2020; 174: 85-100.
[26] Schultheis AM, Mayes LC, Rutherford HJ. Associations between emotion regulation and parental reflective functioning. J Child Fam Stud 2019; 28: 1094-104.
[27] Karbalaie M, Yazdanbakhsh K, Karimi P. Predicting Psychological Well-Being Based on Emotion Regulation, Cognitive Flexibility and Mindfulness in Cancer Patients. HPJ 2021; 10(37): 141-60. [Farsi]
[28] McCrae RR, Costa Jr PT. The NEO Personality Inventory: Using the five‐factor model in counseling. J Counsel Dev 1991; 69(4): 367-72.
[29] Helle AC, Mullins-Sweatt SN. Maladaptive personality trait models: Validating the five-factor model maladaptive trait measures with the Personality Inventory for DSM-5 and NEO Personality Inventory. Assessment 2019; 26(3): 375-85.
[30] Anisi J. Validity and reliability of NEO Five-Factor Inventory (NEO-FFI) on university students. IJBS 2012; 5(4): 351-5. [Farsi]
[31] Collier J. Applied structural equation modeling using AMOS: Basic to advanced techniques. Routledge; 2020: 6-27.
[32] Nitzl C, Roldan JL, Cepeda G. Mediation analysis in partial least squares path modeling: Helping researchers to discuss more sophisticated models. Ind Manag Data Syst 2016; 116(9): 1849-64.
[33] Ahmadi H, Davari R. Structural model of personality traits with mediating role of spirituality in suicidal tendency and drug abuse. JTBCP 2019; 14(51): 67-77. [Farsi]
[34] Kosari F, Esmaeilinasab M. The Relation between Mothers’ Cognitive Emotion Regulation Style and Their Reactions to Children’s Negative Emotions. JFR 2018; 14(2): 237-51. [Farsi]
[35] Shokri A, Kazemi R, Narimani M, Taklavi S. Comparison of the effectiveness of mindfulness-based cognitive therapy and emotion regulation training on parental stress of mothers with aggressive children. J Child Ment Health 2020; 7(1): 205-19. [Farsi]
[36] Swit CS, Breen R. Parenting during a pandemic: Predictors of parental burnout. J Fam Issues 2022; 44(7): 1817-37.
[37] Raymond C, Marin MF, Juster RP, Lupien SJ. Should we suppress or reappraise our stress?: the moderating role of reappraisal on cortisol reactivity and recovery in healthy adults. Anxiety Stress Coping 2019; 32(3): 286-97.
[38] Carreras J, Carter AS, Heberle A, Forbes D, Gray SA. Emotion regulation and parent distress: Getting at the heart of sensitive parenting among parents of preschool children experiencing high sociodemographic risk. J Child Fam Stud 2019; 28: 2953-62.
[39] Derryberry D, Reed MA, Pilkenton–Taylor CA. Temperament and coping: Advantages of an individual differences perspective. Dev Psychopathol 2003; 15(4): 1049-66.
The Mediating Role of Emotion Regulation in the Relationship between the Personality Traits of Neuroticism and Conscientiousness and Parental Burnout in Mothers of Tehran City during 2022-2023: A Descriptive Study
Motahareh Gholami Hosnaroudi[4], Nazanin Fatehi[5], Seyyedeh Fatemeh Mousavi[6]
Received: 04/07/23 Sent for Revision: 09/09/23 Received Revised Manuscript: 23/12/23 Accepted: 25/12/23
Background and Objectives: Parenting responsibilities for mothers as the main caregivers is a stressful experience that can lead to parental burnout. Therefore, it seems necessary to investigate the underlying factors that increase the risk of maternal burnout. The present study aimed to determine the mediating role of emotion regulation in the relationship between personality traits of neuroticism and conscientiousness and parental burnout in mothers of Tehran City.
Materials and Methods: In current descriptive research, the sample size included 286 mothers in Tehran in the period of 2022-2023, who were selected by convenience sampling method. Roskam's Parental Burnout Questionnaire, Gross and John's Emotion Regulation Questionnaire, and Costa and McCrae's Five-Factor Personality Questionnaire were used to collect data. Data were analyzed by Pearson’s and path analysis method.
Results: The mean and standard deviation of the age of the examined mothers was 35.78±8.43 years. The results of mediation analysis showed that the direct and indirect relationships between neuroticism and parental burnout through suppression were significant (β=0.194, β=0.069, p<0.01, respectively). Also, the direct and indirect relationships between conscientiousness and parental burnout through reappraisal were significant (β=-0.216, β=-0.078, p<0.05, respectively). Therefore, suppression in the relationship between neuroticism and parental burnout and also reappraisal in the relationship between conscientiousness and parental burnout had a complementary partial mediating role.
Conclusion: The present research emphasizes the important role of emotional regulation strategies that link personality traits to parental burnout and also the importance of paying attention to teaching emotional skills to mothers.
Key words: Parental burnout, Personality traits, Neuroticism, Conscientiousness, Emotion regulation
Funding: This study did not have any funds.
Conflict of interest: None declared.
Ethical approval: The Ethics Committee of Alzahra University approved the study (IR.ALZAHRA.REC.1400.076).
How to cite this article: Gholami Hosnaroudi Motahareh, Fatehi Nazanin, Mousavi Seyyedeh Fatemeh. The Mediating Role of Emotion Regulation in the Relationship Between the Personality Traits of Neuroticism and Conscientiousness and Parental Burnout in Mothers of Tehran City During 2022-2023: A Descriptive Study. J Rafsanjan Univ Med Sci 2024; 22 (10): 1019-36. [Farsi]
[1]- دانشجوی دکتری تخصصی روانشناسی بالینی، گروه روانشناسی، دانشگاه آزاد اسلامی واحد رودهن، تهران، ایران
[2]- دانشجوی دکتری تخصصی روانشناسی بالینی، گروه روانشناسی، دانشگاه علم و فرهنگ، تهران، ایران
[3]- ( نویسنده مسئول) دانشیار گروه روانشناسی و علوم تربیتی، پژوهشکده زنان، دانشگاه الزهرا، تهران ،ایران
تلفن: 88058926-021، دورنگار: 85692078-021، پست الکترونیکی: f.mousavi@alzahra.ac.ir
تلفن: 88058926-021، دورنگار: 85692078-021، پست الکترونیکی: f.mousavi@alzahra.ac.ir
[4]- PhD student in Clinical Psychology, Dept of Psychology, Roudehen Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran
[5]- PhD student in Clinical Psychology, Dept., of Psychology, University of Science and Culture, Tehran, Iran
[6]- Associate Prof.,Dept., of Psychology, Women Research Center, Alzahra University , Tehran, Iran, ORCID: 0000-0002-4790-4010
(Corresponding Author) Tel: (021) 88058926, Fax: (021) 85692078, E-mail: f.mousavi@alzahra.ac.ir
(Corresponding Author) Tel: (021) 88058926, Fax: (021) 85692078, E-mail: f.mousavi@alzahra.ac.ir
نوع مطالعه: پژوهشي |
موضوع مقاله:
روانپزشكي
دریافت: 1402/4/12 | پذیرش: 1402/10/4 | انتشار: 1402/10/30
دریافت: 1402/4/12 | پذیرش: 1402/10/4 | انتشار: 1402/10/30
فهرست منابع
1. Sanders R, Lehmann J, Gardner F. Parents’ Emotional Responses to Early Parenthood. JFI 2022; 43(7): 1874-97.
2. Mikolajczak M, Gross JJ, Roskam I. Parental burnout: What is it, and why does it matter? Clin Psychol Sci 2019; 7(6): 1319-29.
3. Hansotte L, Nguyen N, Roskam I, Stinglhamber F, Mikolajczak M. Are all burned out parents neglectful and violent? A latent profile analysis. JCFS 2021; 30: 158-68.
4. Yang B, Chen BB, Qu Y, Zhu Y. Impacts of parental burnout on Chinese youth’s mental health: The role of parents’ autonomy support and emotion regulation. J Youth Adolesc 2021; 50(8): 1679-92.
5. Mikolajczak M, Raes ME, Avalosse H, Roskam I. Exhausted parents: Sociodemographic, child-related, parent-related, parenting and family-functioning correlates of parental burnout. J Child Fam Stud 2018; 27: 602-14.
6. Vigouroux SL, Scola C. Differences in parental burnout: Influence of demographic factors and personality of parents and children. FPSYG 2018; 9: 887.
7. Vinayak S, Dhanoa S. Relationship of parental burnout with parental stress and personality among parents of neonates with hyperbilirubinemia. Int J Indian Psychol 2017; 4(2): 102-11.
8. Zhang F, Baranova A, Zhou C, Cao H, Chen J, Zhang X, et al. Causal influences of neuroticism on mental health and cardiovascular disease. Hum Genet 2021; 140: 1267-81.
9. Purnamaningsih EH. Personality and emotion regulation strategies. Int J Psychol Res 2017; 10(1): 53-60.
10. Roberts BW, Hill PL, Davis JP. How to change conscientiousness: The sociogenomic trait intervention model. PD: TRT 2017; 8(3): 199.
11. Pocnet C, Dupuis M, Congard A, Jopp D. Personality and its links to quality of life: Mediating effects of emotion regulation and self-efficacy beliefs. Motiv Emot 2017; 41: 196-208.
12. Gross JJ. The emerging field of emotion regulation: An integrative review. Rev Gen Psychol 1998; 2(3): 271-99.
13. Gross JJ, John OP. Individual differences in two emotion regulation processes: implications for affect, relationships, and well-being. J Pers Soc Psychol 2003; 85(2): 348.
14. Shahane AD, Lopez RB, Denny BT. Implicit reappraisal as an emotional buffer: Reappraisal-related neural activity moderates the relationship between inattention and perceived stress during exposure to negative stimuli. Cogn Affect Behav Neurosci 2019; 19: 355-65.
15. Domaradzka E, Fajkowska M. Cognitive emotion regulation strategies in anxiety and depression understood as types of personality. Front Psychol 2018; 9: 856.
16. Kobylińska D, Zajenkowski M, Lewczuk K, Jankowski KS, Marchlewska M. The mediational role of emotion regulation in the relationship between personality and subjective well-being. Curr Psychol 2020: 1-14.
17. Razagh Pour M, Hoseinzadeh AA. The mediating role of Cognitive Emotion Regulation Strategies in the relationship between personality traits with somatization symptoms of female university students. J Appl Psychol 2019; 13(2): 295-316. [Farsi]
18. Barańczuk U. The five factor model of personality and emotion regulation: A meta-analysis. Pers Indiv Differ 2019; 139: 217-27.
19. Chen C, Mao Y, Luo J, He L, Jiang Q. Regional gray matter volume mediates the relationship between conscientiousness and expressive suppression. Front HUM Neurosci 2018; 12: 301.
20. Lebert-Charron A, Dorard G, Boujut E, Wendland J. Maternal burnout syndrome: Contextual and psychological associated factors. Front Psychol 2018; 9: 885.
21. Le Vigouroux S, Scola C, Raes ME, Mikolajczak M, Roskam I. The big five personality traits and parental burnout: Protective and risk factors. Pers Individ Dif 2017; 119: 216-9.
22. Sekułowicz M, Kwiatkowski P, Manor-Binyamini I, Boroń-Krupińska K, Cieślik B. The Effect of Personality, Disability, and Family Functioning on Burnout among Mothers of Children with Autism: A Path Analysis. Int J Environ Res Public Health 2022; 19(3): 1187.
23. Kline RB. Principles and practice of structural equation modeling. JGP 2023; 15-7.
24. Roskam I, Brianda ME, Mikolajczak M. A step forward in the conceptualization and measurement of parental burnout: The Parental Burnout Assessment (PBA). Front Psychol 2018; 9: 758.
25. Mousavi SF, Mikolajczak M, Roskam I. Parental burnout in Iran: Psychometric properties of the Persian (Farsi) version of the Parental Burnout Assessment (PBA). New Dir Child Adolesc Dev 2020; 174: 85-100.
26. Schultheis AM, Mayes LC, Rutherford HJ. Associations between emotion regulation and parental reflective functioning. J Child Fam Stud 2019; 28: 1094-104.
27. Karbalaie M, Yazdanbakhsh K, Karimi P. Predicting Psychological Well-Being Based on Emotion Regulation, Cognitive Flexibility and Mindfulness in Cancer Patients. HPJ 2021; 10(37): 141-60. [Farsi]
28. McCrae RR, Costa Jr PT. The NEO Personality Inventory: Using the five‐factor model in counseling. J Counsel Dev 1991; 69(4): 367-72.
29. Helle AC, Mullins-Sweatt SN. Maladaptive personality trait models: Validating the five-factor model maladaptive trait measures with the Personality Inventory for DSM-5 and NEO Personality Inventory. Assessment 2019; 26(3): 375-85.
30. Anisi J. Validity and reliability of NEO Five-Factor Inventory (NEO-FFI) on university students. IJBS 2012; 5(4): 351-5. [Farsi]
31. Collier J. Applied structural equation modeling using AMOS: Basic to advanced techniques. Routledge; 2020: 6-27.
32. Nitzl C, Roldan JL, Cepeda G. Mediation analysis in partial least squares path modeling: Helping researchers to discuss more sophisticated models. Ind Manag Data Syst 2016; 116(9): 1849-64.
33. Ahmadi H, Davari R. Structural model of personality traits with mediating role of spirituality in suicidal tendency and drug abuse. JTBCP 2019; 14(51): 67-77. [Farsi]
34. Kosari F, Esmaeilinasab M. The Relation between Mothers’ Cognitive Emotion Regulation Style and Their Reactions to Children’s Negative Emotions. JFR 2018; 14(2): 237-51. [Farsi]
35. Shokri A, Kazemi R, Narimani M, Taklavi S. Comparison of the effectiveness of mindfulness-based cognitive therapy and emotion regulation training on parental stress of mothers with aggressive children. J Child Ment Health 2020; 7(1): 205-19. [Farsi]
36. Swit CS, Breen R. Parenting during a pandemic: Predictors of parental burnout. J Fam Issues 2022; 44(7): 1817-37.
37. Raymond C, Marin MF, Juster RP, Lupien SJ. Should we suppress or reappraise our stress?: the moderating role of reappraisal on cortisol reactivity and recovery in healthy adults. Anxiety Stress Coping 2019; 32(3): 286-97.
38. Carreras J, Carter AS, Heberle A, Forbes D, Gray SA. Emotion regulation and parent distress: Getting at the heart of sensitive parenting among parents of preschool children experiencing high sociodemographic risk. J Child Fam Stud 2019; 28: 2953-62.
39. Derryberry D, Reed MA, Pilkenton–Taylor CA. Temperament and coping: Advantages of an individual differences perspective. Dev Psychopathol 2003; 15(4): 1049-66.
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
