جلد ۲۲، شماره ۴ - ( ۴-۱۴۰۲ )
جلد ۲۲ شماره ۴ صفحات ۳۶۶-۳۴۹ |
برگشت به فهرست نسخه ها
Ethics code: IR.RUMS.REC.1402.002
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Salimi H, Zare Mehdi Abadi F. Presenting the Model of the Role of Self-Compassion and Compassion for the Romantic Partner in Psychological Distress with the Mediation of Intimate Partner Violence (IPV) in Female Victims: A Descriptive Study. JRUMS 2023; 22 (4) :349-366
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-6952-fa.html
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-6952-fa.html
سلیمی هادی، زارع مهدی‌آبادی فاطمه. ارائه مدل نقش شفقت به خود و شفقت به همسر در آشفتگی روانی با میانجیگری خشونت زناشویی در زنان قربانی: یک مطالعه توصیفی. مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان. ۱۴۰۲; ۲۲ (۴) :۳۴۹-۳۶۶
دانشگاه هرمزگان
متن کامل [PDF 432 kb]
(۷۱۴ دریافت)
| چکیده (HTML) (1485 مشاهده)
مقدمه
خشونت در روابط صمیمانه (Intimate partner violence) یا به تعبیری خشونت زناشویی یکی از مشکلات عمده بهداشت عمومی است که متأسفانه در دنیا شیوع فراوانی دارد [1]. سازمان بهداشت جهانی خشونت زناشویی را به معنای هرگونه بدرفتاری جسمی و/ یا جنسی، روانی/عاطفی یا هر نوع رفتار کنترل‌کننده در یک رابطه صمیمانه تعریف می‌کند [2]. متأسفانه خشونت زناشویی با خود آسیب‌های زیادی را به همراه دارد [3، 1]. پژوهش‌ها نشان داده‌اند قربانیان خشونت زناشویی مشکلات زیادی را حوزه‌های مختلف تجربه می‌کنند و از گروه‌هایی هستند که احتمال ابتلاء به آشفتگی‌های روانی در آنان بسیار بالا است [7-4]. آشفتگی روانی (Psychological distress) که بیانگر وجود نشانه‌های افسردگی، اضطراب و استرس است [8] در این گروه از افراد نمود فراوانی دارد [7-6]. متأسفانه آسیب‌های ناشی از خشونت زناشویی علاوه بر ایجاد مشکلات درون‌فردی و چالش‌های بین‌فردی با همسر، به فرزندان نیز سرایت می‌کند و از این‌رو فرزندان نیز دچار آسیب‌های متعدد می‌شوند [9].
تجربه خشونت و آسیب‌های ناشی از آن برای هر دو جنسیت یکسان نیست و حجم بسیاری از پژوهش‌ها نشان می‌دهند زنان بیشتر از مردان قربانی خشونت زناشویی می‌شوند و برای همین به آن خشونت جنسیتی (Gender violence) هم گفته می‌شود [11-10]. بنابراین جنسیت می‌تواند به عنوان یک عامل خطر برای خشونت زناشویی مطرح شود و از این‌رو زنان آسیب‌های بیشتری را به واسطه آن تجربه کنند و ضروری است پژوهش‌های بیشتر برای شناسایی و در نیتجه بهبود وضعیت آنان انجام شود [12].
پژوهش‌های مختلف نشان می‌دهد که عوامل گوناگون فردی، بین‌فردی، اجتماعی، اقتصادی، سیاسی و غیره ممکن است زمینه‌ساز خشونت زناشویی شود که از این میان نقش عوامل درون‌فردی و بین‌فردی بیشتر از سایر عوامل است [14-13]. با بررسی پژوهش‌ها به نظر می‌رسد که بیشتر عواملی که باعث خشونت زناشویی می‌شوند جنبه منفی دارند. به عبارتی، سازه‌های منفی نقش زیادی در خشونت زناشویی دارند، اما این سؤال مطرح است که سازه‌های مثبت در روابطی که درگیر خشونت زناشویی هستند، چه نقشی ممکن است داشته باشند [17-15]. برای مثال Crocker و همکاران بر این عقیده هستند که سازه‌های مثبت می‌توانند باعث شوند که فرد قربانی علی‌رغم تجربه خشونت هنوز در رابطه بماند و برای بهبود رابطه تلاش کند [18]. با این حال مشخص نیست که آیا سازه‌های مثبت در تمامی روابط نقش یکسانی دارند و اینکه آیا سازه‌های مثبت در روابطی که درگیر خشونت هستند می‌تواند باعث خشونت زناشویی بیشتر و در نتیجه آشفتگی روانی بیشتر شوند یا اینکه فارغ از نوع رابطه همیشه مثبت عمل می‌کنند و نتایج خوبی خواهند داشت. از این‌رو، ساز و کار سازه‌های مثبت در روابطی که درگیر خشونت زناشویی هستند کاملاً مشخص نیست و نیاز به پژوهش بیشتر در این زمینه احساس می‌شود [19].
شفقت یکی از چنین سازه‌های مثبتی است که ساز و کار آن در افراد قربانی خشونت زناشویی چندان مشخص نیست و از این‌رو نیاز به بررسی بیشتر دارد. شفقت به‌عنوان تمایل شخص به رفتار مهربانانه و محافظت‌کننده هنگام مواجهه با اندوه و پریشانی تعریف می‌شود [20]. به عبارتی دیگر، شفقت به‌عنوان حساسیت به درد و رنج با یک تعهد برای کاهش و تسکین آن‌ها دانسته شده است [21]. با این تعریف، می‌توان گفت که شفقت می‌تواند نسبت به خود و دیگری اعمال شود و نتایج نشان می‌دهد افرادی که نسبت به خود شفقت دارند نسبت به دیگران هم مشفق هستند [22]. زنان قربانی خشونت زناشویی عمدتاً در شفقت به خود (Self-compassion) مشکل دارند و آن‌هایی که شفقت به خود کمتری دارند سطوح بالایی از شرم و سرزنش را تجربه می‌کنند. بنابراین به نظر می‌رسد شفقت به خود می‌تواند اثرات مثبتی روی این افراد داشته باشد [24-23]. بررسی‌ها نیز نشان می‌دهد که شفقت به دیگران نیز در روابط زناشویی اثرات مثبتی دارد و می‌تواند باعث حمایت از همسر و رابطه و نیز تعهد به آن‌ها شود [26-25، 18]، اما مشخص نیست که شفقت به همسر (Compassion for the romantic partner) در روابطی که زوج درگیر خشونت زناشویی هستند چه نقشی ممکن است داشته باشد [18].
بنابراین با توجه به کمبود پژوهش‌های مرتبط، آنچه مبهم است این است که در روابطی که زوج درگیر خشونت زناشویی هستند، شفقت به خود و شفقت به همسر به عنوان سازه‌های مثبت چه نقشی ممکن است در چنین روابطی داشته باشند و آیا ممکن است این سازه‌های مثبت نقش منفی در این روابط داشته باشند یا خیر. به عبارتی دیگر، در چنین روابطی آیا ممکن است این نوع شفقت‌ورزی‌ها باعث خشونت بیشتر و در نتیجه آشفتگی روانی بیشتر شود یا خیر. از این‌رو، نتایج حاصل از این پژوهش می‌تواند یاریگر متخصصانی باشد که ممکن است در کار با زوج‌های درگیر خشونت زناشویی از مداخلات مبتنی بر شفقت‌ورزی استفاده کنند. بنابراین با توجه به مطالب عنوان شده، پژوهش حاضر با هدف تعیین نقش شفقت به خود و شفقت به همسر در آشفتگی روانی با میانجیگری خشونت زناشویی در زنان قربانی انجام شد. الگوی پیشنهادی این پژوهش در شکل 1 نشان داده شده است.
شکل 1- مدل مفهومی نقش شفقت به خود و شفقت به همسر در آشفتگی روانی با میانجیگری خشونت زناشویی
جدول 1- شاخصهای توصیفی متغیرهای پژوهش در زنان قربانی خشونت زناشویی استان کرمان در سال 1402-1401 (301=n)
جدول 2- نتایج شاخصهای برازش مدل در زنان قربانی خشونت زناشویی استان کرمان در سال 1402-1401 (301=n)
شکل 2- مدل نهایی آزمون شده نقش شفقت به خود و شفقت به همسر در آشفتگی روانی با میانجیگری خشونت زناشویی در زنان قربانی استان کرمان در سال 1402-1401 (301=n)
References
Presenting the Model of the Role of Self-Compassion and Compassion for the Romantic Partner in Psychological Distress with the Mediation of Intimate Partner Violence (IPV) in Female Victims: A Descriptive Study
Hadi Salimi[3], Fateme Zare Mehdi Abadi[4]
Received: 24/04/23 Sent for Revision: 07/06/23 Received Revised Manuscript: 12/06/23 Accepted: 14/06/23
Background and Objectives: Several factors may be the basis of intimate partner violence (IPV) and psychological distress of female victims, among which the role of positive concepts in such relationships is not very clear. Therefore, the present study was conducted with the aim of determining the model of the role of self-compassion and compassion for the romantic partner (CR) in psychological distress with the mediation of intimate partner violence (IPV) in female victims.
Materials and Methods: The present study is descriptive. The statistical population included all women victims of IPV in Kerman province in 2023 (Kerman and Rafsanjan Cities) in 2022-2023, out of which 301 women were selected by convenience sampling. Revised Conflict Tactics Scale (CTS), Self-Compassion Scale (SCS), Compassionate Goals Scale (CGS), and Depression, Anxiety, and Stress Scale (DASS) were used for gathering data. Data were analyzed through structural equation modeling (SEM).
Results: The results showed that there is a relationship between psychological distress and self-compassion, CR, and IPV with rates of -0.544, 0.153, and 0.332, respectively (p<0.05). There was a significant relationship between IPV and self-compassion and CR with the rate of -0.363 and 0.193 (p<0.05). Also, the results showed that there is a relationship between self-compassion and CR and psychological distress and mediation of IPV with rates of -0.121 and 0.064 (p<0.05).
Conclusion: Results of the present study suggested that self-compassion in women who are victims of IPV can have positive consequences, but CR can increase IPV and, as a result, more psychological distress. Therefore, the results of this research highlight the different effects of positive concepts in traumatic relationships.
Key words: Psychological distress, Intimate partner violence, Marital relationship, Compassion
Funding: This study did not have any funds.
Conflict of interest: None declared.
Ethical approval: The Ethics Committee of Rafsanjan University of Medical Sciences approved the study (IR.RUMS.REC.1402.002).
How to cite this article: Salimi Hadi, Zare Mehdi Abadi Fateme. Presenting the Model of the Role of Self-Compassion and Compassion for the Romantic Partner in Psychological Distress with the Mediation of Intimate Partner Violence (IPV) in Female Victims: A Descriptive Study. J Rafsanjan Univ Med Sci 2023; 22 (4): 349-66. [Farsi]
تلفن: 63371100-076، دورنگار: 33711013-076، پست الکترونیکی: h.salimi@hormozgan.ac.ir
(Corresponding Author) Tel: (076) 63371100, Fax: (076) 33711013, E-mail: h.salimi@hormozgan.ac.ir
متن کامل: (۱۱۱۱ مشاهده)
مقاله پژوهشی
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 22، تیر 1402، 366-349
ارائه مدل نقش شفقت به خود و شفقت به همسر در آشفتگی روانی با میانجیگری خشونت زناشویی در زنان قربانی: یک مطالعه توصیفی
هادی سلیمی[1]، فاطمه زارع مهدی‌آبادی[2]
دریافت مقاله: 04/02/1402 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 17/03/1402 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 22/03/1402 پذیرش مقاله: 24/03/1402
چکیده
زمینه و هدف: عوامل متعددی ممکن است زمینه‌ساز خشونت زناشویی و آشفتگی روانی زنان قربانی شود که در این میان نقش سازه‌های مثبت در چنین روابطی چندان مشخص نیست. بنابراین، پژوهش حاضر با هدف تعیین مدل نقش شفقت به خود و شفقت به همسر در آشفتگی روانی با میانجیگری خشونت زناشویی در زنان قربانی انجام شد.
مواد و روشها: پژوهش حاضر از نوع توصیفی است. جامعه آماری این پژوهش کلیه زنان قربانی خشونت زناشویی استان کرمان (شهر کرمان و رفسنجان) در سال 1402-1401 بودند که 301 نفر به‌صورت نمونه‌گیری در دسترس انتخاب شدند. از مقیاس تجدیدنظر شده تاکتیک‌های حل تعارض، مقیاس شفقت خود، مقیاس اهداف مشفقانه و مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس برای جمع‌آوری داده‌ها استفاده شد. داده‌ها با استفاده از مدل‌سازی معادلات ساختاری تجزیه و تحلیل شدند.
یافته‌ها: نتایج نشان داد که بین خودشفقتی، شفقت به همسر و خشونت زناشویی، به ترتیب با میزان 544/0-، 153/0 و 332/0 با آشفتگی روانی رابطه وجود دارد (05/0>P). بین خودشفقتی و شفقت به همسر با میزان 363/0- و 193/0 با خشونت زناشویی رابطه معنادار وجود دارد (05/0>P). همچنین، نتایج نشان داد که بین خودشفقتی و شفقت به همسر با آشفتگی روانی و میانجیگری خشونت زناشویی با میزان 121/0- و 064/0رابطه وجود دارد (05/0>P).
نتیجه‌گیری: یافتههای مطالعه حاضر نشان داد که شفقت به خود در زنان قربانی خشونت زناشویی می‌تواند پیامدهای مثبتی داشته باشد، اما شفقت به همسر می‌تواند باعث افزایش خشونت زناشویی و در نتیجه آشفتگی روانی بیشتر شود. بنابراین، نتایج این پژوهش اثرات متفاوت سازه‌های مثبت را در روابط آسیب‌زا برجسته می‌سازد.
واژه‌های کلیدی: آشفتگی روانی، خشونت زناشویی، رابطه زناشویی، شفقت
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 22، تیر 1402، 366-349
ارائه مدل نقش شفقت به خود و شفقت به همسر در آشفتگی روانی با میانجیگری خشونت زناشویی در زنان قربانی: یک مطالعه توصیفی
هادی سلیمی[1]، فاطمه زارع مهدی‌آبادی[2]
دریافت مقاله: 04/02/1402 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 17/03/1402 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 22/03/1402 پذیرش مقاله: 24/03/1402
چکیده
زمینه و هدف: عوامل متعددی ممکن است زمینه‌ساز خشونت زناشویی و آشفتگی روانی زنان قربانی شود که در این میان نقش سازه‌های مثبت در چنین روابطی چندان مشخص نیست. بنابراین، پژوهش حاضر با هدف تعیین مدل نقش شفقت به خود و شفقت به همسر در آشفتگی روانی با میانجیگری خشونت زناشویی در زنان قربانی انجام شد.
مواد و روشها: پژوهش حاضر از نوع توصیفی است. جامعه آماری این پژوهش کلیه زنان قربانی خشونت زناشویی استان کرمان (شهر کرمان و رفسنجان) در سال 1402-1401 بودند که 301 نفر به‌صورت نمونه‌گیری در دسترس انتخاب شدند. از مقیاس تجدیدنظر شده تاکتیک‌های حل تعارض، مقیاس شفقت خود، مقیاس اهداف مشفقانه و مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس برای جمع‌آوری داده‌ها استفاده شد. داده‌ها با استفاده از مدل‌سازی معادلات ساختاری تجزیه و تحلیل شدند.
یافته‌ها: نتایج نشان داد که بین خودشفقتی، شفقت به همسر و خشونت زناشویی، به ترتیب با میزان 544/0-، 153/0 و 332/0 با آشفتگی روانی رابطه وجود دارد (05/0>P). بین خودشفقتی و شفقت به همسر با میزان 363/0- و 193/0 با خشونت زناشویی رابطه معنادار وجود دارد (05/0>P). همچنین، نتایج نشان داد که بین خودشفقتی و شفقت به همسر با آشفتگی روانی و میانجیگری خشونت زناشویی با میزان 121/0- و 064/0رابطه وجود دارد (05/0>P).
نتیجه‌گیری: یافتههای مطالعه حاضر نشان داد که شفقت به خود در زنان قربانی خشونت زناشویی می‌تواند پیامدهای مثبتی داشته باشد، اما شفقت به همسر می‌تواند باعث افزایش خشونت زناشویی و در نتیجه آشفتگی روانی بیشتر شود. بنابراین، نتایج این پژوهش اثرات متفاوت سازه‌های مثبت را در روابط آسیب‌زا برجسته می‌سازد.
واژه‌های کلیدی: آشفتگی روانی، خشونت زناشویی، رابطه زناشویی، شفقت
مقدمه
خشونت در روابط صمیمانه (Intimate partner violence) یا به تعبیری خشونت زناشویی یکی از مشکلات عمده بهداشت عمومی است که متأسفانه در دنیا شیوع فراوانی دارد [1]. سازمان بهداشت جهانی خشونت زناشویی را به معنای هرگونه بدرفتاری جسمی و/ یا جنسی، روانی/عاطفی یا هر نوع رفتار کنترل‌کننده در یک رابطه صمیمانه تعریف می‌کند [2]. متأسفانه خشونت زناشویی با خود آسیب‌های زیادی را به همراه دارد [3، 1]. پژوهش‌ها نشان داده‌اند قربانیان خشونت زناشویی مشکلات زیادی را حوزه‌های مختلف تجربه می‌کنند و از گروه‌هایی هستند که احتمال ابتلاء به آشفتگی‌های روانی در آنان بسیار بالا است [7-4]. آشفتگی روانی (Psychological distress) که بیانگر وجود نشانه‌های افسردگی، اضطراب و استرس است [8] در این گروه از افراد نمود فراوانی دارد [7-6]. متأسفانه آسیب‌های ناشی از خشونت زناشویی علاوه بر ایجاد مشکلات درون‌فردی و چالش‌های بین‌فردی با همسر، به فرزندان نیز سرایت می‌کند و از این‌رو فرزندان نیز دچار آسیب‌های متعدد می‌شوند [9].
تجربه خشونت و آسیب‌های ناشی از آن برای هر دو جنسیت یکسان نیست و حجم بسیاری از پژوهش‌ها نشان می‌دهند زنان بیشتر از مردان قربانی خشونت زناشویی می‌شوند و برای همین به آن خشونت جنسیتی (Gender violence) هم گفته می‌شود [11-10]. بنابراین جنسیت می‌تواند به عنوان یک عامل خطر برای خشونت زناشویی مطرح شود و از این‌رو زنان آسیب‌های بیشتری را به واسطه آن تجربه کنند و ضروری است پژوهش‌های بیشتر برای شناسایی و در نیتجه بهبود وضعیت آنان انجام شود [12].
پژوهش‌های مختلف نشان می‌دهد که عوامل گوناگون فردی، بین‌فردی، اجتماعی، اقتصادی، سیاسی و غیره ممکن است زمینه‌ساز خشونت زناشویی شود که از این میان نقش عوامل درون‌فردی و بین‌فردی بیشتر از سایر عوامل است [14-13]. با بررسی پژوهش‌ها به نظر می‌رسد که بیشتر عواملی که باعث خشونت زناشویی می‌شوند جنبه منفی دارند. به عبارتی، سازه‌های منفی نقش زیادی در خشونت زناشویی دارند، اما این سؤال مطرح است که سازه‌های مثبت در روابطی که درگیر خشونت زناشویی هستند، چه نقشی ممکن است داشته باشند [17-15]. برای مثال Crocker و همکاران بر این عقیده هستند که سازه‌های مثبت می‌توانند باعث شوند که فرد قربانی علی‌رغم تجربه خشونت هنوز در رابطه بماند و برای بهبود رابطه تلاش کند [18]. با این حال مشخص نیست که آیا سازه‌های مثبت در تمامی روابط نقش یکسانی دارند و اینکه آیا سازه‌های مثبت در روابطی که درگیر خشونت هستند می‌تواند باعث خشونت زناشویی بیشتر و در نتیجه آشفتگی روانی بیشتر شوند یا اینکه فارغ از نوع رابطه همیشه مثبت عمل می‌کنند و نتایج خوبی خواهند داشت. از این‌رو، ساز و کار سازه‌های مثبت در روابطی که درگیر خشونت زناشویی هستند کاملاً مشخص نیست و نیاز به پژوهش بیشتر در این زمینه احساس می‌شود [19].
شفقت یکی از چنین سازه‌های مثبتی است که ساز و کار آن در افراد قربانی خشونت زناشویی چندان مشخص نیست و از این‌رو نیاز به بررسی بیشتر دارد. شفقت به‌عنوان تمایل شخص به رفتار مهربانانه و محافظت‌کننده هنگام مواجهه با اندوه و پریشانی تعریف می‌شود [20]. به عبارتی دیگر، شفقت به‌عنوان حساسیت به درد و رنج با یک تعهد برای کاهش و تسکین آن‌ها دانسته شده است [21]. با این تعریف، می‌توان گفت که شفقت می‌تواند نسبت به خود و دیگری اعمال شود و نتایج نشان می‌دهد افرادی که نسبت به خود شفقت دارند نسبت به دیگران هم مشفق هستند [22]. زنان قربانی خشونت زناشویی عمدتاً در شفقت به خود (Self-compassion) مشکل دارند و آن‌هایی که شفقت به خود کمتری دارند سطوح بالایی از شرم و سرزنش را تجربه می‌کنند. بنابراین به نظر می‌رسد شفقت به خود می‌تواند اثرات مثبتی روی این افراد داشته باشد [24-23]. بررسی‌ها نیز نشان می‌دهد که شفقت به دیگران نیز در روابط زناشویی اثرات مثبتی دارد و می‌تواند باعث حمایت از همسر و رابطه و نیز تعهد به آن‌ها شود [26-25، 18]، اما مشخص نیست که شفقت به همسر (Compassion for the romantic partner) در روابطی که زوج درگیر خشونت زناشویی هستند چه نقشی ممکن است داشته باشد [18].
بنابراین با توجه به کمبود پژوهش‌های مرتبط، آنچه مبهم است این است که در روابطی که زوج درگیر خشونت زناشویی هستند، شفقت به خود و شفقت به همسر به عنوان سازه‌های مثبت چه نقشی ممکن است در چنین روابطی داشته باشند و آیا ممکن است این سازه‌های مثبت نقش منفی در این روابط داشته باشند یا خیر. به عبارتی دیگر، در چنین روابطی آیا ممکن است این نوع شفقت‌ورزی‌ها باعث خشونت بیشتر و در نتیجه آشفتگی روانی بیشتر شود یا خیر. از این‌رو، نتایج حاصل از این پژوهش می‌تواند یاریگر متخصصانی باشد که ممکن است در کار با زوج‌های درگیر خشونت زناشویی از مداخلات مبتنی بر شفقت‌ورزی استفاده کنند. بنابراین با توجه به مطالب عنوان شده، پژوهش حاضر با هدف تعیین نقش شفقت به خود و شفقت به همسر در آشفتگی روانی با میانجیگری خشونت زناشویی در زنان قربانی انجام شد. الگوی پیشنهادی این پژوهش در شکل 1 نشان داده شده است.
شکل 1- مدل مفهومی نقش شفقت به خود و شفقت به همسر در آشفتگی روانی با میانجیگری خشونت زناشویی
مواد و روشها
این پژوهش توصیفی-مقطعی و از نوع همبستگی بود. جامعه آماری پژوهش شامل کلیه زنان متأهل استان کرمان (شهر کرمان و رفسنجان) در سال 1402-1401 بودند که حداقل یک‌بار خشونت زناشویی را تجربه کرده بودند. برای انتخاب حجم نمونه، مبنای انتخاب این بود که بر اساس فرمول Kline حجم نمونه می‌تواند 5/2 تا 5 برابر ماده‌های پرسش‌نامه‌های پژوهش باشد و برای نتایج موثق‌تر بهتر است حجم نمونه کمتر از 200 نفر نباشد [27]. از این‌رو در پژوهش حاضر 4 پرسشنامه استفاده شد که مجموع ماده‌های آن 75 مورد بود و می‌بایست حداقل تعداد نمونه 188 نفر باشد (با ضرب کردن 75 در 5/2). بنابراین، در جهت بالا بردن اعتبار پژوهش سعی شد تا آنجا که ممکن است تعداد نمونه‌های بیشتری انتخاب شوند. در نتیجه نمونه‌ای به حجم 301 زن به روش نمونه‌گیری در دسترس انتخاب و مورد بررسی قرار گرفتند. قابل ذکر است که معیارهای ورود به مطالعه شامل زن بودن، گذشت حداقل یکسال از رابطه زناشویی و نیز تجربه حداقل یک مورد از انواع خشونت زناشویی (بر اساس مصاحبه و پرسشنامه) بود.
شیوه نمونه‌گیری به این صورت بود که بعد از کسب مجوزهای مورد نیاز و کد اخلاق از دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان با شماره IR.RUMS.REC.1402.002 به دادگستری، مراکز مشاوره و کمپ‌های ترک اعتیاد شهر کرمان و رفسنجان مراجعه شد و پس از کسب مجوز گردآوری داده‌ها، در ساعات اداری (8 تا 14) مجدداً به این مراکز مراجعه شد و آن‌گاه ابزارهای پژوهش در اختیار نمونه‌ها قرار گرفت. قبل از ارائه ابزارها، اطلاعات لازم در مورد پژوهش و هدف آن، محرمانگی و نیز نحوه پاسخگویی به ابزارها به مشارکت‌کنندگان ارائه شد و رضایت آگاهانه از آنان به صورت کلامی اخذ شد. لازم به ذکر است که قبل از ارائه ابزار با برقراری ارتباط و اعتماد و نیز انجام مصاحبه کوتاه مشخص شد که آیا نمونه‌ها معیارهای ورود به مطالعه را دارا هستند یا خیر. از این‌رو، آن‌هایی که معیارهای ورود به مطالعه را داشتند به پژوهش وارد شدند. همچنین، به‌منظور رعایت بیشتر ملاحظات اخلاقی، در ابتدای پرسشنامه به شرکت‌کنندگان اطلاعات لازم در مورد داوطلبانه بودن و عدم اجبار در پاسخگویی به ابزار پژوهش، عدم نیاز به ذکر نام و مشخصات اصلی، محرمانه بودن پاسخ‌ها، نحوه پاسخگویی به ابزارها، صداقت در پاسخگویی و کمک در جهت انجام یک پژوهش معتبر بیان شده بود. به این ترتیب، افرادی که مایل به شرکت در این پژوهش بودند به صورت خودگزارشی به ابزارهای پژوهش پاسخ دادند. بعد از اتمام جمع‌آوری داده‌ها، حدود 4 نفر از مشارکت‌کنندگانی که حداقل یک مورد از انواع خشونت زناشویی را گزارش نکرده بودند یا به ابزارها پاسخ ناقص داده بودند (به عنوان معیارهای خروج از مطالعه) از فرایند تحلیل کنار گذاشته شدند.
به منظور گردآوری داده‌ها در ابتدای ابزارها از شرکت‌کنندگان خواسته شد تا به اطلاعات جمعیت‌شناختی چون سن، سطح تحصیلات، مدت ازدواج، تعداد فرزند و نوع اشتغال پاسخ دهند. ابزارهای مورد استفاده در پژوهش حاضر به شرح زیر است:
مقیاس تجدیدنظر شده تاکتیک‌های حل تعارض (Revised conflict tactics scale; CTS): CTS توسطStraus و همکاران ساخته شده و در سال‌های مختلف مورد بازبینی قرار گرفته است. CTS خشونت جسمانی و روان‌شناختی زوج‌ها علیه یکدیگر را در 12 ماه گذشته مورد سنجش قرار می‌دهد. CTS شامل دو فرم پرخاشگر و قربانی است. نمره‌گذاری CTS در طیف 7 درجه‌ای از صفر (هرگز) تا 7 (بیش از 20 بار در سال گذشته) قرار دارد [28]. پرسشنامه اصلی یک ابزار 78 سؤالی است و دارای پنج زیرمقیاس بود که CTS تجدیدنظر شده متناسب با فرهنگ ایرانی توسطPanaghi و همکاران به 52 ماده و سه زیرمقیاس مذاکره ( 6 ماده)، حمله جسمانی (12 ماده) و خشونت روانی (8 ماده) کاهش یافت که 26 سؤال برای فرم پرخاشگر و 26 سؤال برای فرم قربانی است. در فرم پرخاشگر فرد گزارش می‌دهد که آیا در رابطه زناشویی از خشونت جسمانی، خشونت روانی یا روش مذاکره استفاده کرده است یا خیر و در فرم قربانی فرد گزارش می‌دهد که آیا همسر وی در رابطه زناشویی از خشونت جسمانی، خشونت روانی یا روش مذاکره استفاده کرده است یا خیر. از این‌رو، در این پژوهش تنها از فرم قربانی و نیز زیرمقیاس‌های حمله جسمانی و خشونت روانی استفاده شد. بنابراین با توجه به نوع نمره‌گذاری پرسشنامه، دامنه نمره زیرمقیاس حمله جسمانی صفر تا 84، برای زیرمقیاس خشونت روانی صفر تا 56 و برای کل پرسشنامه در محدوده صفر تا 140 بود و نمرات بالاتر به معنای خشونت زناشویی بیشتر است. Panaghi و همکاران در بررسی روایی سازه با استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی نشان دادند که CTS از سه عامل حمله جسمانی، خشونت روانی و مذاکره تشکیل شده است. برای بررسی روایی همگرا و واگرا این ابزار از همبستگی بین زیرمقیاس‌های آن استفاده کردند که همبستگی حمله جسمانی با خشونت روانی با میزان 384/0 و عدم همبستگی معنادار این دو زیرمقیاس با زیرمقیاس مذاکره نشانگر روایی همگرا و واگرا CTS بود. در بررسی پایایی این ابزار، میزان ضریب آلفای کرونباخ خرده‌مقیاس‌های حمله جسمانی 86/0، خشونت روانی 66/0 و برای مذاکره 77/0 گزارش شده است [29]. در پژوهش حاضر ضریب آلفای کرونباخ خرده مقیاس‌های حمله جسمانی 91/0، خشونت روانی 79/0 و برای کل پرسشنامه 92/0 به دست آمد.
مقیاس شفقت خود (Self-compassion scale; SCS): این پرسشنامه توسط Neff برای بررسی شفقت به خود افراد ساخته شد که شامل ۲۶ گویه و ۶ مؤلفه مهربانی با خود (5 ماده)، قضاوت نسبت به خود (4 ماده)، اشتراکات انسانی (4 ماده)، انزوا (4 ماده)، بهشیاری یا ذهن‌آگاهی (5 ماده) و همانندسازی افراطی (4 ماده) است. این پرسشنامه در یک طیف لیکرت ۵ درجه‌ای از کاملاً مخالفم (امتیاز 1) تا کاملاً موافقم (امتیاز 5) نمره‌گذاری می‌گردد. بنابراین دامنه نمرات مهربانی با خود 5 تا 25، قضاوت نسبت به خود 4 تا 20، اشتراکات انسانی 4 تا 20، انزوا 4 تا 20، بهشیاری یا ذهن‌آگاهی 5 تا 25، همانندسازی افراطی 4 تا 20 و برای نمره کل در محدوده 26 تا 130 قرار دارد و نمرات بالاتر به معنای شفقت به خود بیشتر است [20]. Khosravi و همکاران در بررسی روایی سازه این مقیاس با استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی ساختار 6 عاملی آن را تأیید کردند. در بررسی پایایی این مقیاس مقدار ضریب آلفای کرونباخ را برای مؤلفه مهربانی با خود 81/0، قضاوت نسبت به خود 79/0، اشتراکات انسانی 84/0، انزوا 85/0، بهشیاری یا ذهن‌آگاهی 80/0، همانندسازی افراطی 83/0 و برای کل مقیاس 76/0 گزارش داده‌اند [30]. در پژوهش حاضر ضریب آلفای کرونباخ برای مؤلفه مهربانی با خود 72/0، قضاوت نسبت به خود 63/0، اشتراکات انسانی 66/0، انزوا 68/0، بهشیاری یا ذهن‌آگاهی 69/0، همانندسازی افراطی 68/0 و برای کل مقیاس 86/0 به دست آمد.
مقیاس اهداف مشفقانه (Compassionate goals scale; CGS): این مقیاس ابتدا با 7 آیتم توسط Crocker و Canevello برای سنجش شفقت در روابط دوستانه طراحی شد [26] و سپس توسط Crocker و همکاران مورد بازبینی قرار گرفت و با 8 آیتم برای سنجش شفقت نسبت به همسر طراحی شد. از شرکت‌کنندگان خواسته می‌شود تا بر اساس آیتم‌ها مشخص کنند پس از بدرفتاری یا رفتار آزار دهنده همسر چه رفتاری در برابر او داشته‌اند تا به نوعی میزان شفقت‌ورزی به همسر را مشخص کنند. پاسخ به آیتم‌ها در طیف لیکرت 5 درجه‌ای از هرگز (امتیاز 1) تا همیشه (امتیاز 5) قرار داشت. بر این اساس دامنه نمرات در محدوده 8 تا 40 قرار دارد که نمرات بالاتر به معنای شفقت بیشتر به همسر است. Crocker و همکاران ضریب آلفای کرونباخ این مقیاس را دو بار مورد بررسی قرار داده‌اند که در مطالعه اول 80/0 و در مطالعه دوم 86/0 گزارش کرده‌اند [18]. از آن‌جایی که روایی و پایایی این ابزار از قبل در جامعه ایرانی بررسی نشده بود، لذا در پژوهش حاضر مورد بررسی قرار گرفت. در پژوهش حاضر ضمن تأیید روایی صوری CGS توسط 8 نفر از اساتید و فارغ‌التحصیلان دکتری رشته‌های روان‌شناسی و مشاوره، از نسبت روایی محتوایی (Content validity ratio; CVR) و شاخص روایی محتوایی (Content validity index; CVI) نیز استفاده شد. Lawshe عنوان می‌کند که CVR برای بررسی روایی محتوایی هر آیتم به صورت جداگانه است و CVI برای بررسی روایی محتوایی کل مقیاس است که بر اساس میانگین CVR آیتم‌ها به دست می‌آید. همچنین حداقل میزان قابل قبول برای پذیرفتن CVR و CVI باید برابر یا بیشتر از میزان مطرح شده توسط Lawshe باشد که البته این شاخص بر اساس تعداد متخصصان متفاوت است. با توجه به اینکه در پژوهش حاضر 8 نفر از متخصصان در بررسی روایی مشارکت داشتند این میزان 75/0 است [31]. بنابراین، بر اساس پاسخ‌های 8 نفر از متخصصان، میزان CVR آیتم‌ها بین 75/0 تا 1/0 و مقدار CVI برابر با 93/0 به دست آمد که این مقدار قابل قبول است و نشان می‌دهد CGS دارای روایی خوبی است. همچنین، ضریب آلفای کرونباخ این مقیاس در پژوهش حاضر با مقدار 76/0 و ضریب دونیمه‌سازی با میزان 70/0 نشان داد ابزار از پایایی خوبی برخوردار است.
مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس (Depression, anxiety and stress scale; DASS): این مقیاس توسط Lovibond و Lovibond ساخته شد و شدت مشکلات روان‌شناختی را می‌سنجد. این پرسشنامه سه خرده‌مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس را اندازه‌گیری می‌کند که هر خرده مقیاس 7 سؤال دارد و مجموع نمرات نشان‌دهنده آشفتگی روانی فرد است. این مقیاس در طیف لیکرت 4 درجه‌ای از اصلاً (امتیاز صفر) تا زیاد (امتیاز 3) نمره‌گذاری می‌گردد. دامنه نمرات برای هر زیرمقیاس صفر تا 21 و برای کل مقیاس در محدوده صفر تا 63 قرار دارد و نمرات بالاتر به معنای آشفتگی روانی بیشتر است [32]. Sahebi و همکاران روایی و پایایی این مقیاس را در نمونه ایرانی تأیید کرده‌اند. در بررسی روایی سازه با استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی، ساختار سه عاملی مقیاس تأیید شد. وجود همبستگی بین خرده مقیاس افسردگی با اضطراب با میزان 61/0، بین افسردگی با استرس با میزان 64/0 و بین اضطراب با استرس با میزان 67/0 نشان از روایی همگرایی مقیاس بود. همچنین در بررسی پایایی مقیاس، میزان ضریب آلفای کرونباخ افسردگی 77/0، اضطراب 79/0 و استرس 78/0 گزارش شده است [33]. در پژوهش حاضر ضریب آلفای کرونباخ زیرمقیاس‌های افسردگی 84/0، اضطراب 85/0، استرس 77/0 و کل مقیاس 92/0 به دست آمد.
به‌منظور تحلیل داده‌ها از نرم‌افزارهای SPSS نسخه 26 و AMOS نسخه 23 استفاده شد. در بخش آمار توصیفی از میانگین، انحراف استاندارد، فراوانی و درصد استفاده شد. در بخش استنباطی از آزمون همبستگی Pearson و نیز به منظور بررسی مدل از مدل‌سازی معادلات ساختاری (Structural equation modeling; SEM) با روش Bootstrapping و رویکرد بیشینه احتمال (Maximum likelihood) استفاده شد. سطح معناداری در آزمون‌ها 05/0 در نظر گرفته شد.
نتایج
بر اساس اطلاعات به دست آمده، 301 نفر در پژوهش حاضر مشارکت داشتند که میانگین و انحراف استاندارد سنی آنان 41/8±99/32 سال و در دامنه 18 تا 55 سال و نیز میانگین و انحراف استاندارد طول مدت رابطه زناشویی آنان 56/7±74/11 سال و در دامنه 1 تا 38 سال بود. از نظر تعداد فرزند، 44 نفر (6/14 درصد) بدون فرزند، 79 نفر (2/26 درصد) دارای 1 فرزند، 111 نفر (9/36 درصد) دارای 2 فرزند، 47 نفر (6/15 درصد) دارای 3 فرزند، 17 نفر (6/5 درصد) دارای 4 فرزند، 2 نفر (7/0 درصد) دارای 5 فرزند و 1 نفر (3/0 درصد) دارای 6 فرزند بودند. از نظر سطح تحصیلات، 50 نفر (6/16 درصد) تحصیلات زیردیپلم، 115 نفر (2/38 درصد) دیپلم، 113 نفر (5/37 درصد) کارشناسی، 22 نفر (3/7 درصد) کارشناسی ارشد و 1 نفر (3/0 درصد) دارای تحصیلات دکتری بودند. از نظر اشتغال نیز 62 نفر (6/20 درصد) دارای شغل دولتی، 77 نفر (6/25 درصد) دارای شغل آزاد و 162 نفر (8/53 درصد) بدون شغل بودند.
به منظور تحلیل داده‌ها از طریق مدل‌سازی معادلات ساختاری، تأیید شدن برخی از مفروضه‌ها ضروری است که در ادامه به آن‌ها پرداخته شده است. یکی از این مفروضه‌ها نرمال بودن داده‌ها است. Kline بر این باور است که وقتی تعداد نمونه‌ها بیشتر از 100 است بهتر است از آزمون‌های چولگی (Skewness) و کشیدگی (Kurtosis) استفاده شود که بهتر است مقادیر چولگی در محدوده 2± و مقادیر کشیدگی در محدوده 3± باشد [27]. بنابراین، در جدول 1 که نتایج شاخصهای توصیفی (میانگین، انحراف استاندارد، حداقل، حداکثر، چولگی و کشیدگی) متغیرهای اصلی پژوهش را نشان می‌دهد، قابل مشاهده است که توزیع داده‌های تک‌متغیری از این محدوده تجاوز نمی‌کند و از این‌رو توزیع نرمالی دارند.
این پژوهش توصیفی-مقطعی و از نوع همبستگی بود. جامعه آماری پژوهش شامل کلیه زنان متأهل استان کرمان (شهر کرمان و رفسنجان) در سال 1402-1401 بودند که حداقل یک‌بار خشونت زناشویی را تجربه کرده بودند. برای انتخاب حجم نمونه، مبنای انتخاب این بود که بر اساس فرمول Kline حجم نمونه می‌تواند 5/2 تا 5 برابر ماده‌های پرسش‌نامه‌های پژوهش باشد و برای نتایج موثق‌تر بهتر است حجم نمونه کمتر از 200 نفر نباشد [27]. از این‌رو در پژوهش حاضر 4 پرسشنامه استفاده شد که مجموع ماده‌های آن 75 مورد بود و می‌بایست حداقل تعداد نمونه 188 نفر باشد (با ضرب کردن 75 در 5/2). بنابراین، در جهت بالا بردن اعتبار پژوهش سعی شد تا آنجا که ممکن است تعداد نمونه‌های بیشتری انتخاب شوند. در نتیجه نمونه‌ای به حجم 301 زن به روش نمونه‌گیری در دسترس انتخاب و مورد بررسی قرار گرفتند. قابل ذکر است که معیارهای ورود به مطالعه شامل زن بودن، گذشت حداقل یکسال از رابطه زناشویی و نیز تجربه حداقل یک مورد از انواع خشونت زناشویی (بر اساس مصاحبه و پرسشنامه) بود.
شیوه نمونه‌گیری به این صورت بود که بعد از کسب مجوزهای مورد نیاز و کد اخلاق از دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان با شماره IR.RUMS.REC.1402.002 به دادگستری، مراکز مشاوره و کمپ‌های ترک اعتیاد شهر کرمان و رفسنجان مراجعه شد و پس از کسب مجوز گردآوری داده‌ها، در ساعات اداری (8 تا 14) مجدداً به این مراکز مراجعه شد و آن‌گاه ابزارهای پژوهش در اختیار نمونه‌ها قرار گرفت. قبل از ارائه ابزارها، اطلاعات لازم در مورد پژوهش و هدف آن، محرمانگی و نیز نحوه پاسخگویی به ابزارها به مشارکت‌کنندگان ارائه شد و رضایت آگاهانه از آنان به صورت کلامی اخذ شد. لازم به ذکر است که قبل از ارائه ابزار با برقراری ارتباط و اعتماد و نیز انجام مصاحبه کوتاه مشخص شد که آیا نمونه‌ها معیارهای ورود به مطالعه را دارا هستند یا خیر. از این‌رو، آن‌هایی که معیارهای ورود به مطالعه را داشتند به پژوهش وارد شدند. همچنین، به‌منظور رعایت بیشتر ملاحظات اخلاقی، در ابتدای پرسشنامه به شرکت‌کنندگان اطلاعات لازم در مورد داوطلبانه بودن و عدم اجبار در پاسخگویی به ابزار پژوهش، عدم نیاز به ذکر نام و مشخصات اصلی، محرمانه بودن پاسخ‌ها، نحوه پاسخگویی به ابزارها، صداقت در پاسخگویی و کمک در جهت انجام یک پژوهش معتبر بیان شده بود. به این ترتیب، افرادی که مایل به شرکت در این پژوهش بودند به صورت خودگزارشی به ابزارهای پژوهش پاسخ دادند. بعد از اتمام جمع‌آوری داده‌ها، حدود 4 نفر از مشارکت‌کنندگانی که حداقل یک مورد از انواع خشونت زناشویی را گزارش نکرده بودند یا به ابزارها پاسخ ناقص داده بودند (به عنوان معیارهای خروج از مطالعه) از فرایند تحلیل کنار گذاشته شدند.
به منظور گردآوری داده‌ها در ابتدای ابزارها از شرکت‌کنندگان خواسته شد تا به اطلاعات جمعیت‌شناختی چون سن، سطح تحصیلات، مدت ازدواج، تعداد فرزند و نوع اشتغال پاسخ دهند. ابزارهای مورد استفاده در پژوهش حاضر به شرح زیر است:
مقیاس تجدیدنظر شده تاکتیک‌های حل تعارض (Revised conflict tactics scale; CTS): CTS توسطStraus و همکاران ساخته شده و در سال‌های مختلف مورد بازبینی قرار گرفته است. CTS خشونت جسمانی و روان‌شناختی زوج‌ها علیه یکدیگر را در 12 ماه گذشته مورد سنجش قرار می‌دهد. CTS شامل دو فرم پرخاشگر و قربانی است. نمره‌گذاری CTS در طیف 7 درجه‌ای از صفر (هرگز) تا 7 (بیش از 20 بار در سال گذشته) قرار دارد [28]. پرسشنامه اصلی یک ابزار 78 سؤالی است و دارای پنج زیرمقیاس بود که CTS تجدیدنظر شده متناسب با فرهنگ ایرانی توسطPanaghi و همکاران به 52 ماده و سه زیرمقیاس مذاکره ( 6 ماده)، حمله جسمانی (12 ماده) و خشونت روانی (8 ماده) کاهش یافت که 26 سؤال برای فرم پرخاشگر و 26 سؤال برای فرم قربانی است. در فرم پرخاشگر فرد گزارش می‌دهد که آیا در رابطه زناشویی از خشونت جسمانی، خشونت روانی یا روش مذاکره استفاده کرده است یا خیر و در فرم قربانی فرد گزارش می‌دهد که آیا همسر وی در رابطه زناشویی از خشونت جسمانی، خشونت روانی یا روش مذاکره استفاده کرده است یا خیر. از این‌رو، در این پژوهش تنها از فرم قربانی و نیز زیرمقیاس‌های حمله جسمانی و خشونت روانی استفاده شد. بنابراین با توجه به نوع نمره‌گذاری پرسشنامه، دامنه نمره زیرمقیاس حمله جسمانی صفر تا 84، برای زیرمقیاس خشونت روانی صفر تا 56 و برای کل پرسشنامه در محدوده صفر تا 140 بود و نمرات بالاتر به معنای خشونت زناشویی بیشتر است. Panaghi و همکاران در بررسی روایی سازه با استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی نشان دادند که CTS از سه عامل حمله جسمانی، خشونت روانی و مذاکره تشکیل شده است. برای بررسی روایی همگرا و واگرا این ابزار از همبستگی بین زیرمقیاس‌های آن استفاده کردند که همبستگی حمله جسمانی با خشونت روانی با میزان 384/0 و عدم همبستگی معنادار این دو زیرمقیاس با زیرمقیاس مذاکره نشانگر روایی همگرا و واگرا CTS بود. در بررسی پایایی این ابزار، میزان ضریب آلفای کرونباخ خرده‌مقیاس‌های حمله جسمانی 86/0، خشونت روانی 66/0 و برای مذاکره 77/0 گزارش شده است [29]. در پژوهش حاضر ضریب آلفای کرونباخ خرده مقیاس‌های حمله جسمانی 91/0، خشونت روانی 79/0 و برای کل پرسشنامه 92/0 به دست آمد.
مقیاس شفقت خود (Self-compassion scale; SCS): این پرسشنامه توسط Neff برای بررسی شفقت به خود افراد ساخته شد که شامل ۲۶ گویه و ۶ مؤلفه مهربانی با خود (5 ماده)، قضاوت نسبت به خود (4 ماده)، اشتراکات انسانی (4 ماده)، انزوا (4 ماده)، بهشیاری یا ذهن‌آگاهی (5 ماده) و همانندسازی افراطی (4 ماده) است. این پرسشنامه در یک طیف لیکرت ۵ درجه‌ای از کاملاً مخالفم (امتیاز 1) تا کاملاً موافقم (امتیاز 5) نمره‌گذاری می‌گردد. بنابراین دامنه نمرات مهربانی با خود 5 تا 25، قضاوت نسبت به خود 4 تا 20، اشتراکات انسانی 4 تا 20، انزوا 4 تا 20، بهشیاری یا ذهن‌آگاهی 5 تا 25، همانندسازی افراطی 4 تا 20 و برای نمره کل در محدوده 26 تا 130 قرار دارد و نمرات بالاتر به معنای شفقت به خود بیشتر است [20]. Khosravi و همکاران در بررسی روایی سازه این مقیاس با استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی ساختار 6 عاملی آن را تأیید کردند. در بررسی پایایی این مقیاس مقدار ضریب آلفای کرونباخ را برای مؤلفه مهربانی با خود 81/0، قضاوت نسبت به خود 79/0، اشتراکات انسانی 84/0، انزوا 85/0، بهشیاری یا ذهن‌آگاهی 80/0، همانندسازی افراطی 83/0 و برای کل مقیاس 76/0 گزارش داده‌اند [30]. در پژوهش حاضر ضریب آلفای کرونباخ برای مؤلفه مهربانی با خود 72/0، قضاوت نسبت به خود 63/0، اشتراکات انسانی 66/0، انزوا 68/0، بهشیاری یا ذهن‌آگاهی 69/0، همانندسازی افراطی 68/0 و برای کل مقیاس 86/0 به دست آمد.
مقیاس اهداف مشفقانه (Compassionate goals scale; CGS): این مقیاس ابتدا با 7 آیتم توسط Crocker و Canevello برای سنجش شفقت در روابط دوستانه طراحی شد [26] و سپس توسط Crocker و همکاران مورد بازبینی قرار گرفت و با 8 آیتم برای سنجش شفقت نسبت به همسر طراحی شد. از شرکت‌کنندگان خواسته می‌شود تا بر اساس آیتم‌ها مشخص کنند پس از بدرفتاری یا رفتار آزار دهنده همسر چه رفتاری در برابر او داشته‌اند تا به نوعی میزان شفقت‌ورزی به همسر را مشخص کنند. پاسخ به آیتم‌ها در طیف لیکرت 5 درجه‌ای از هرگز (امتیاز 1) تا همیشه (امتیاز 5) قرار داشت. بر این اساس دامنه نمرات در محدوده 8 تا 40 قرار دارد که نمرات بالاتر به معنای شفقت بیشتر به همسر است. Crocker و همکاران ضریب آلفای کرونباخ این مقیاس را دو بار مورد بررسی قرار داده‌اند که در مطالعه اول 80/0 و در مطالعه دوم 86/0 گزارش کرده‌اند [18]. از آن‌جایی که روایی و پایایی این ابزار از قبل در جامعه ایرانی بررسی نشده بود، لذا در پژوهش حاضر مورد بررسی قرار گرفت. در پژوهش حاضر ضمن تأیید روایی صوری CGS توسط 8 نفر از اساتید و فارغ‌التحصیلان دکتری رشته‌های روان‌شناسی و مشاوره، از نسبت روایی محتوایی (Content validity ratio; CVR) و شاخص روایی محتوایی (Content validity index; CVI) نیز استفاده شد. Lawshe عنوان می‌کند که CVR برای بررسی روایی محتوایی هر آیتم به صورت جداگانه است و CVI برای بررسی روایی محتوایی کل مقیاس است که بر اساس میانگین CVR آیتم‌ها به دست می‌آید. همچنین حداقل میزان قابل قبول برای پذیرفتن CVR و CVI باید برابر یا بیشتر از میزان مطرح شده توسط Lawshe باشد که البته این شاخص بر اساس تعداد متخصصان متفاوت است. با توجه به اینکه در پژوهش حاضر 8 نفر از متخصصان در بررسی روایی مشارکت داشتند این میزان 75/0 است [31]. بنابراین، بر اساس پاسخ‌های 8 نفر از متخصصان، میزان CVR آیتم‌ها بین 75/0 تا 1/0 و مقدار CVI برابر با 93/0 به دست آمد که این مقدار قابل قبول است و نشان می‌دهد CGS دارای روایی خوبی است. همچنین، ضریب آلفای کرونباخ این مقیاس در پژوهش حاضر با مقدار 76/0 و ضریب دونیمه‌سازی با میزان 70/0 نشان داد ابزار از پایایی خوبی برخوردار است.
مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس (Depression, anxiety and stress scale; DASS): این مقیاس توسط Lovibond و Lovibond ساخته شد و شدت مشکلات روان‌شناختی را می‌سنجد. این پرسشنامه سه خرده‌مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس را اندازه‌گیری می‌کند که هر خرده مقیاس 7 سؤال دارد و مجموع نمرات نشان‌دهنده آشفتگی روانی فرد است. این مقیاس در طیف لیکرت 4 درجه‌ای از اصلاً (امتیاز صفر) تا زیاد (امتیاز 3) نمره‌گذاری می‌گردد. دامنه نمرات برای هر زیرمقیاس صفر تا 21 و برای کل مقیاس در محدوده صفر تا 63 قرار دارد و نمرات بالاتر به معنای آشفتگی روانی بیشتر است [32]. Sahebi و همکاران روایی و پایایی این مقیاس را در نمونه ایرانی تأیید کرده‌اند. در بررسی روایی سازه با استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی، ساختار سه عاملی مقیاس تأیید شد. وجود همبستگی بین خرده مقیاس افسردگی با اضطراب با میزان 61/0، بین افسردگی با استرس با میزان 64/0 و بین اضطراب با استرس با میزان 67/0 نشان از روایی همگرایی مقیاس بود. همچنین در بررسی پایایی مقیاس، میزان ضریب آلفای کرونباخ افسردگی 77/0، اضطراب 79/0 و استرس 78/0 گزارش شده است [33]. در پژوهش حاضر ضریب آلفای کرونباخ زیرمقیاس‌های افسردگی 84/0، اضطراب 85/0، استرس 77/0 و کل مقیاس 92/0 به دست آمد.
به‌منظور تحلیل داده‌ها از نرم‌افزارهای SPSS نسخه 26 و AMOS نسخه 23 استفاده شد. در بخش آمار توصیفی از میانگین، انحراف استاندارد، فراوانی و درصد استفاده شد. در بخش استنباطی از آزمون همبستگی Pearson و نیز به منظور بررسی مدل از مدل‌سازی معادلات ساختاری (Structural equation modeling; SEM) با روش Bootstrapping و رویکرد بیشینه احتمال (Maximum likelihood) استفاده شد. سطح معناداری در آزمون‌ها 05/0 در نظر گرفته شد.
نتایج
بر اساس اطلاعات به دست آمده، 301 نفر در پژوهش حاضر مشارکت داشتند که میانگین و انحراف استاندارد سنی آنان 41/8±99/32 سال و در دامنه 18 تا 55 سال و نیز میانگین و انحراف استاندارد طول مدت رابطه زناشویی آنان 56/7±74/11 سال و در دامنه 1 تا 38 سال بود. از نظر تعداد فرزند، 44 نفر (6/14 درصد) بدون فرزند، 79 نفر (2/26 درصد) دارای 1 فرزند، 111 نفر (9/36 درصد) دارای 2 فرزند، 47 نفر (6/15 درصد) دارای 3 فرزند، 17 نفر (6/5 درصد) دارای 4 فرزند، 2 نفر (7/0 درصد) دارای 5 فرزند و 1 نفر (3/0 درصد) دارای 6 فرزند بودند. از نظر سطح تحصیلات، 50 نفر (6/16 درصد) تحصیلات زیردیپلم، 115 نفر (2/38 درصد) دیپلم، 113 نفر (5/37 درصد) کارشناسی، 22 نفر (3/7 درصد) کارشناسی ارشد و 1 نفر (3/0 درصد) دارای تحصیلات دکتری بودند. از نظر اشتغال نیز 62 نفر (6/20 درصد) دارای شغل دولتی، 77 نفر (6/25 درصد) دارای شغل آزاد و 162 نفر (8/53 درصد) بدون شغل بودند.
به منظور تحلیل داده‌ها از طریق مدل‌سازی معادلات ساختاری، تأیید شدن برخی از مفروضه‌ها ضروری است که در ادامه به آن‌ها پرداخته شده است. یکی از این مفروضه‌ها نرمال بودن داده‌ها است. Kline بر این باور است که وقتی تعداد نمونه‌ها بیشتر از 100 است بهتر است از آزمون‌های چولگی (Skewness) و کشیدگی (Kurtosis) استفاده شود که بهتر است مقادیر چولگی در محدوده 2± و مقادیر کشیدگی در محدوده 3± باشد [27]. بنابراین، در جدول 1 که نتایج شاخصهای توصیفی (میانگین، انحراف استاندارد، حداقل، حداکثر، چولگی و کشیدگی) متغیرهای اصلی پژوهش را نشان می‌دهد، قابل مشاهده است که توزیع داده‌های تک‌متغیری از این محدوده تجاوز نمی‌کند و از این‌رو توزیع نرمالی دارند.
جدول 1- شاخصهای توصیفی متغیرهای پژوهش در زنان قربانی خشونت زناشویی استان کرمان در سال 1402-1401 (301=n)
| متغیرها | میانگین | انحراف استاندارد | کمترین | بیشترین | چولگی | کشیدگی |
| 1. آشفتگی روانی | 64/19 | 14/12 | 2 | 60 | 02/1 | 517/0 |
| 2. خشونت زناشویی | 32/29 | 93/22 | 1 | 110 | 25/1 | 16/1 |
| 3. شفقت به خود | 77/82 | 94/11 | 42 | 116 | 078/0- | 112/0 |
| 4. شفقت به همسر | 12/26 | 13/5 | 13 | 39 | 125/0 | 211/0- |
به منظور بررسی همبستگی بین متغیرها از آزمون همبستگی Pearson استفاده شد. بر اساس نتایج به دست آمده، بین آشفتگی روانی با خشونت زناشویی (486/0=r، 001/0P<)، با شفقت به خود (570/0-=r، 001/0P<) و با شفقت به همسر (203/0=r، 001/0P<) همبستگی معناداری وجود دارد. همچنین، بین خشونت زناشویی با شفقت به خود (322/0-=r، 001/0P<) و با شفقت به همسر (175/0=r، 002/0=P) همبستگی معناداری وجود دارد. بنابراین، با توجه به همبستگی بین متغیرهای پژوهش (آشفتگی روانی، خشونت زناشویی، شفقت به خود و شفقت به همسر) امکان تعیین نقش شفقت به خود و شفقت به همسر در آشفتگی روانی با میانجیگری خشونت زناشویی در زنان قربانی فراهم است.
یکی از مفروضه‌های انجام مدل‌سازی معادلات ساختاری عدم هم‌خطی چندگانه بین متغیرهای پیش‌بین است که با استفاده از عامل تورم واریانس (Variance inflation factor; VIF) و ضریب تحمل (Tolerance) بررسی شد. اگر ضریب تولرانس نزدیک به 20/0 و کمتر از آن باشد و نیز عامل تورم واریانس از 5 بیشتر باشد نشان می‌دهد هم‌خطی بالا است [34]. با توجه به نتایج به دست آمده، میزان عامل تورم واریانس و ضریب تحمل به ترتیب برای خشونت زناشویی 865/0 و 15/1، برای شفقت به خود 892/0 و 12/1 و برای شفقت به همسر 965/0 و 03/1 بود که نشان می‌دهد میزان هم‌خطی بین متغیرهای پیش‌بین پایین است و این مفروضه نیز تأیید می‌شود و بنابراین می‌توان از مدل‌سازی معادلات ساختاری استفاد کرد.
به علت وجود خرده‌مقیاس برای 3 تا از مقیاس‌ها و در نتیجه به دلیل وجود متغیر مکنون از مدل‌سازی معادلات ساختاری استفاده شد. بعد از اجرای مدل و انجام معادلات ساختاری، ابتدا شاخصهای برازش مدل بررسی شد. برای بررسی اعتبار مدل از شاخصهای نیکویی برازش (Goodness of fit) استفاده شد. بر این اساس مقدار قابل قبول برای شاخصهای برازندگی تطبیقی (Comparative fit index; CFI)، برازندگی هنجار شده (Normed fit index; NFI)، برازندگی نسبی (Relative fit index; RFI)، شاخص نیکویی برازش (Goodness of fit index; GFI)، شاخص Tucker-Lewis (Tucker-Lewis index; TLI) و شاخص برازندگی فزاینده (Incremental fit indices; IFI) باید بالاتر از 90/0 باشد. همچنین، اگر شاخص برازش تطبیقی مقتصد (Parsimony comparative fit index; PCFI) و شاخص برازش هنجار شده مقتصد (Parsimony normed fit index; PNFI) بیشتر از 50/0 باشند مدل برازندگی خوبی دارد. هرچند برای بررسی نیکویی برازش معمولاً از شاخص مجذور کای (χ²) استفاده می‌شود ولی مجذور کای با افزایش حجم نمونه و درجه آزادی (Degrees of freedom; DF) ارتباط دارد و برای همین در بیشتر موارد تأیید نمی‌شود. به همین خاطر به جای آن بیشتر از شاخص برازندگی ریشه خطای میانگین مجذورات تقریب (Root mean square error of approximation; REMSEA) شاخص نسبت کای‌دو به درجه آزادی (CMIN/DF) استفاده می‌شود. بنابراین، اگر REMSEA کمتر از 08/0 باشد نشان دهنده برازش خوب و اگر در محدوده 08/0 تا 1/0 باشد نشان دهنده برازش قابل پذیرش مدل است. همچنین، اگر CMIN/DF کمتر از 3 باشد نشان از برازش خوب و اگر در محدوده 3 تا 5 باشد نشان‌دهنده برازش قابل پذیرش مدل است [35]. از این‌رو، بر اساس نتایج جدول 2 مشاهده می‌شود که به غیر از شاخص مجذور کای، سایر شاخص‌ها نشان می‌دهد مدل از برازش مطلوبی برخوردار است.
یکی از مفروضه‌های انجام مدل‌سازی معادلات ساختاری عدم هم‌خطی چندگانه بین متغیرهای پیش‌بین است که با استفاده از عامل تورم واریانس (Variance inflation factor; VIF) و ضریب تحمل (Tolerance) بررسی شد. اگر ضریب تولرانس نزدیک به 20/0 و کمتر از آن باشد و نیز عامل تورم واریانس از 5 بیشتر باشد نشان می‌دهد هم‌خطی بالا است [34]. با توجه به نتایج به دست آمده، میزان عامل تورم واریانس و ضریب تحمل به ترتیب برای خشونت زناشویی 865/0 و 15/1، برای شفقت به خود 892/0 و 12/1 و برای شفقت به همسر 965/0 و 03/1 بود که نشان می‌دهد میزان هم‌خطی بین متغیرهای پیش‌بین پایین است و این مفروضه نیز تأیید می‌شود و بنابراین می‌توان از مدل‌سازی معادلات ساختاری استفاد کرد.
به علت وجود خرده‌مقیاس برای 3 تا از مقیاس‌ها و در نتیجه به دلیل وجود متغیر مکنون از مدل‌سازی معادلات ساختاری استفاده شد. بعد از اجرای مدل و انجام معادلات ساختاری، ابتدا شاخصهای برازش مدل بررسی شد. برای بررسی اعتبار مدل از شاخصهای نیکویی برازش (Goodness of fit) استفاده شد. بر این اساس مقدار قابل قبول برای شاخصهای برازندگی تطبیقی (Comparative fit index; CFI)، برازندگی هنجار شده (Normed fit index; NFI)، برازندگی نسبی (Relative fit index; RFI)، شاخص نیکویی برازش (Goodness of fit index; GFI)، شاخص Tucker-Lewis (Tucker-Lewis index; TLI) و شاخص برازندگی فزاینده (Incremental fit indices; IFI) باید بالاتر از 90/0 باشد. همچنین، اگر شاخص برازش تطبیقی مقتصد (Parsimony comparative fit index; PCFI) و شاخص برازش هنجار شده مقتصد (Parsimony normed fit index; PNFI) بیشتر از 50/0 باشند مدل برازندگی خوبی دارد. هرچند برای بررسی نیکویی برازش معمولاً از شاخص مجذور کای (χ²) استفاده می‌شود ولی مجذور کای با افزایش حجم نمونه و درجه آزادی (Degrees of freedom; DF) ارتباط دارد و برای همین در بیشتر موارد تأیید نمی‌شود. به همین خاطر به جای آن بیشتر از شاخص برازندگی ریشه خطای میانگین مجذورات تقریب (Root mean square error of approximation; REMSEA) شاخص نسبت کای‌دو به درجه آزادی (CMIN/DF) استفاده می‌شود. بنابراین، اگر REMSEA کمتر از 08/0 باشد نشان دهنده برازش خوب و اگر در محدوده 08/0 تا 1/0 باشد نشان دهنده برازش قابل پذیرش مدل است. همچنین، اگر CMIN/DF کمتر از 3 باشد نشان از برازش خوب و اگر در محدوده 3 تا 5 باشد نشان‌دهنده برازش قابل پذیرش مدل است [35]. از این‌رو، بر اساس نتایج جدول 2 مشاهده می‌شود که به غیر از شاخص مجذور کای، سایر شاخص‌ها نشان می‌دهد مدل از برازش مطلوبی برخوردار است.
جدول 2- نتایج شاخصهای برازش مدل در زنان قربانی خشونت زناشویی استان کرمان در سال 1402-1401 (301=n)
| شاخص | χ² | P | χ²/ df | GFI | RMSEA | RFI |
| دامنه پذیرش | 05/0P> | 3< | 9/0> | 08/0 < | 9/0> | |
| نتیجه | 93/97 | 001/0P< | 27/2 | 946/0 | 065/0 | 920/0 |
| عدم تأیید | تأیید | تأیید | تأیید | تأیید | ||
| شاخص | CFI | TLI | IFI | NFI | PCFI | PNFI |
| دامنه پذیرش | 9/0> | 9/0> | 9/0> | 9/0> | 5/0> | 5/0> |
| نتیجه | 970/0 | 953/0 | 970/0 | 948/0 | 632/0 | 618/0 |
| تأیید | تأیید | تأیید | تأیید | تأیید | تأیید | |
نتایج حاصل از اجرای مدل ساختاری نقش شفقت به خود و شفقت به همسر در آشفتگی روانی با میانجیگری خشونت زناشویی در زنان قربانی در شکل 2 نشان داده شده است. بر اساس شکل 2، ضرایب مسیرهای مستقیم بین متغیرهای اصلی پژوهش و نیز ضرایب بین متغیرهای مکنون و متغیرهای مشاهده‌پذیر در مدل اندازه‌گیری شده مشخص است. بر اساس این نتایج بین متغیر مکنون آشفتگی روانی و متغیرهای مشاهده‌پذیر افسردگی، اضطراب و استرس به ترتیب همبستگی 915/0، 807/0 و 869/0 وجود دارد. بین متغیر مکنون خشونت زناشویی و متغیرهای مشاهده‌پذیر حمله جسمانی و خشونت روانی به ترتیب همبستگی 911/0 و 873/0 وجود دارد. بین متغیر مکنون شفقت به خود و متغیرهای مشاهده‌پذیر مهربانی با خود، قضاوت نسبت به خود، اشتراکات انسانی، انزوا، ذهن‌آگاهی و همانندسازی افراطی به ترتیب همبستگی 730/0، 498/0، 747/0، 761/0، 689/0 و 648/0 وجود دارد که قابل ذکر است تمامی همبستگی‌های مطرح شده معنادار هستند (001/0p<). همچنین، متغیر شفقت به همسر به دلیل اینکه زیرمقیاسی نداشت به عنوان یک متغیر مشاهده‌پذیر در نظر گرفته شد.
شکل 2- مدل نهایی آزمون شده نقش شفقت به خود و شفقت به همسر در آشفتگی روانی با میانجیگری خشونت زناشویی در زنان قربانی استان کرمان در سال 1402-1401 (301=n)
جهت بررسی ضرایب مسیرهای مستقیم و غیرمستقیم استاندارد شده مدل از روش Bootstrapping استفاده شده که نتایج آن در جدول 3 گزارش شده است. بر اساس نتایج به دست آمده در متغیر ملاک آشفتگی روانی، متغیرهای خشونت زناشویی با میزان 332/0، شفقت به خود با میزان 544/0- و شفقت به همسر با میزان 153/0 می‌توانند به صورت معناداری آشفتگی روانی را پیش‌بینی نمایند (001/0>P). در متغیر ملاک خشونت زناشویی، متغیرهای شفقت به خود با میزان 323/0- و شفقت به همسر با میزان 177/0 می‌توانند به صورت معناداری خشونت زناشویی را پیش‌بینی نمایند (001/0>P). همچنین، در بررسی ضرایب غیرمستقیم نتایج نشان داد که شفقت به خود با میزان 121/0- و شفقت به همسر با میزان 064/0 و از طریق خشونت زناشویی می‌توانند آشفتگی روانی را پیش‌بینی کنند. به منظور بررسی معناداری اثرات غیرمستقیم از فواصل اطمینان تقریب Bootstrap استفاده شد. زمانی که فواصل اطمینان متفاوت از صفر باشد یا به عبارتی صفر بین کرانه پایین (Lower bounds) و کرانه بالا (Upper bounds) قرار نگیرد می‌توان استنباط کرد که مقدار اثر غیرمستقیم معنادار است. استفاده از Bootstrapping جایگزین خوبی برای آزمون Sobel است، چرا که آزمون Sobel بسیار محافظه‌کارانه است و نسبت به روش Bootstrapping قدرت کمتری دارد [36]. از این‌رو، نتایج کرانه‌های بالا و پایین در هر دو مسیر غیرمستقیم نشان می‌دهد که صفر بین آن‌ها قرار نمی‌گیرد. همچنین، مقدار P دو دامنه کمتر از سطح 01/0 است که نشان می‌دهد مقدار ضرایب اثرات غیرمستقیم به دست آمده برای هر دو مسیر معنادار است (010/0=P).
جدول 3- نتایج ضرایب مستقیم و غیرمستقیم استاندارد شده مدل نقش شفقت به خود و شفقت به همسر در آشفتگی روانی با میانجیگری خشونت زناشویی در زنان قربانی استان کرمان در سال 1402-1401 (301=n)
| متغیر ملاک | متغیر پیش‌بین | اثر مستقیم | مقدار P | اثر غیرمستقیم | کرانه پایین | کرانه بالا | مقدار P دو دامنه |
| آشفتگی روانی | خشونت زناشویی | 332/0 | 001/0 > | - | - | - | - |
| شفقت به خود | 544/0- | 001/0 > | 121/0- | 161/0- | 072/0- | 010/0 | |
| شفقت به همسر | 153/0 | 001/0 > | 064/0 | 035/0 | 098/0 | 010/0 | |
| خشونت زناشویی | شفقت به خود | 363/0- | 001/0 > | - | - | - | - |
| شفقت به همسر | 193/0 | 001/0 > | - | - | - | - |
بحث
پژوهش حاضر با هدف تعیین نقش شفقت به خود و شفقت به همسر در آشفتگی روانی با میانجیگری خشونت زناشویی در زنان قربانی انجام شد. یافتههای پژوهش حاضر نشان داد که شفقت به خود رابطه منفی با آشفتگی روانی دارد، اما شفقت به همسر رابطه مثبتی با آشفتگی روانی دارد. به عبارتی، وقتی زنان قربانی خشونت زناشویی نسبت به خود شفقت بورزند این امر باعث می‌شود تا آشفتگی روانی آنان کاهش پیدا کند، اما اگر به همسر خود شفقت بورزند این حالت باعث افزایش آشفتگی روانی آن‌ها می‌شود. این یافته همسو با برخی از پژوهش‌های انجام شده است [37، 23]. وقتی زنان قربانی خشونت نسبت به خود شفقت بورزند باعث می‌شود تا این افراد راهبردهای مختلفی را برای تسکین خود به کار گیرند که این می‌تواند باعث شود تا از نظر روانی آرام شوند. زنانی که قربانی خشونت زناشویی هستند همواره گرایش دارند تا به دلیل تجربه خشونت به نشخوار فکری بپردازند و خود را سرزنش کنند، اما اگر آنان دارای مهارت‌های خودشفقتی باشند ممکن است در برابر نشخوار و خودسرزنش‌گری مقابله کنند و سعی کنند از خود مقاومت و انعطا‌ف نشان دهند و این امر موجب بهبود وضعیت روانی آن‌ها شود [39-38].
با وجود اثر مثبت شفقت به خود در کاهش آشفتگی روانی، اما شفقت به همسر فضای متفاوتی را رقم می‌زند و وضعیت را برای آشفتگی بیشتر فراهم کند. Dodaj و همکاران در پژوهش خود نشان دادند در روابطی که کیفیت آن و میزان رضایت طرفین از همدیگر پایین است نشان دادن همدلی و محبت به طرف مقابل می‌تواند زمینه را برای قربانی شدن روانی و حتی جنسی فراهم سازد و در فرایند رابطه باعث مشکلات فردی و بین‌فردی بیشتر شود [40]. بنابراین، شفقت در هر رابطه‌ای الزاماً نمی‌تواند باعث بهبود وضعیت روانی فرد شود چرا که ممکن است در رابطه‌های ناکارآمد این امر زمینه را برای بدرفتاری‌های بیشتر و همچنین سوءاستفاده شدن از طرف فرد پرخاشگر فراهم سازد. همچنین، از منظری دیگر می‌توان اینگونه تبیین کرد که ممکن است زنان قربانی خشونت گمان کنند که با شفقت به همسر می‌توانند شرایطی ایجاد کنند که رابطه بهبود پیدا کند، اما وقتی بهبودی در رابطه مشاهده نمی‌کنند ممکن است دچار آشفتگی روانی بیشتر شوند. South و همکاران در پژوهش خود اشاره می‌کنند تعدادی زیادی از افرادی که دست به خشونت زناشویی می‌زنند دارای مشکلات و اختلالات شخصیتی قابل توجهی هستند [41] که بر این اساس می‌توان اینگونه نتیجه گرفت که به نظر نمی‌رسد شفقت به همسر پرخاشگر بتواند باعث بهبود و یا درمان اختلالات شخصیتی وی شود و از این‌رو، زنان قربانی ممکن است با دیدن شکست اقدامات یا شفقت‌ورزی‌های خود نسبت به همسر پرخاشگر، دچار سرخوردگی و آشفتگی روانی بیشتر شوند. این یافته نشان می‌دهد که سازه مثبت شفقت ممکن است در هر رابطه‌ای پیامد مثبتی نداشته باشد و برای همین می‌تواند اثرات متفاوتی روی وضعیت روانی زنان قربانی داشته باشد.
در تحلیل داده‌های پژوهش، نتایج نشان داد که خشونت زناشویی می‌تواند به صورت مستقیم باعث آشفتگی روانی زنان قربانی شود که این یافته همسو با پژوهش‌های دیگر است و آنقدر حجم پژوهش‌ها در این زمینه بسیار زیاد است که هیچ شکی در زمینه اثرات منفی خشونت زناشویی بر روی ایجاد آشفتگی روانی نیست [7-3]. خشونت زناشویی باعث می‌شود تا نیازهای فرد تأمین نشود و از این‌رو باعث آشفتگی روانی وی شود. در روابطی که زوج درگیر خشونت زناشویی هستند، ممکن است شخص قربانی احساس امنیت نکند. زمانی که فرد همواره از سوی همسر پرخاشگر خود مورد خشونت جسمانی قرار بگیرد باعث می‌شود تا همیشه ترس از حمله جسمانی همسر داشته باشد و به همین خاطر نتواند به آرامش روانی دست یابد. زمانی که فرد همواره مورد تمسخر، بی‌اعتنایی، سرزنش، انتقاد و یا به طور کلی مورد خشونت روانی از سوی همسر پرخاشگر خود قرار بگیرد ممکن است دچار مشکلات روان‌شناختی شود و سلامت روان وی کاهش یابد [7-5].
یافتههای دیگر این پژوهش نشان داد میزان خشونتی که زنان قربانی تجربه می‌کنند ممکن است متأثر از شفقت‌ورزی آنان باشد. به عبارتی دیگر، شفقت می‌تواند روی میزان خشونت زناشویی اثرگذار باشد. بر اساس یافتههای به دست آمده، خودشفقتی زنان قربانی می‌تواند باعث کاهش خشونت زناشویی و در نتیجه بهبود وضعیت روانی آنان شود، اما شفقت به همسر می‌تواند موجب افزایش خشونت زناشویی و در نتیجه آشفتگی روانی بیشتر شود. هرچند در این زمینه پژوهشی یافت نشد که این روابط را در افراد قربانی خشونت زناشویی بررسی کرده باشد، اما پژوهش‌ها نشان می‌دهد که شفقت به خود و به همسر در روابط زناشویی اثرات مثبتی دارد و می‌تواند باعث بهبود رابطه شود [26-23]. زنان قربانی که شفقت به خود دارند ممکن است در مقابل خشونت همسر ایستادگی کنند و اجازه خشونت‌های بیشتر و با شدت بالاتر را ندهند. وقتی فردی خود را قربانی و لایق خشونت نداند در نتیجه در مقابل خشونت ایستادگی می‌کند. این امر باعث می‌شود تا فرد خاطی نتواند هر لحظه بدرفتاری انجام دهد. در نتیجه چنین حالتی می‌تواند باعث ایجاد الگوهای ارتباطی شود که در آن خشونت زناشویی کمتر رخ دهد و در نتیجه فرد آرامش روانی بیشتری را تجربه کند. به عبارت دیگر، شفقت به خود باعث اتخاذ راهبردهای خودمحافظتی می‌شود و این امر می‌تواند با جلوگیری از خشونت زناشویی بیشتر موجب کاهش آشفتگی روانی شود.
با این حال شفقت به همسر خاطی می‌تواند باعث شود تا زنان قربانی وضعیت بدتری را تجربه کنند. همان‌طور که پژوهش‌ها نشان می‌دهد شفقت به همسر باعث می‌شود که فرد به رابطه تعهد داشته باشد و با وجود مشکلات هنوز در رابطه بماند و سعی کند همسر و رابطه را بهبود بخشد
[26-25، 18]. در چنین حالتی ممکن است فرد قربانی در برابر خشونت همسر مقابله‌ای از خود نشان ندهد و در نتیجه فضا را برای شکل‌گیری الگوهای خشونت پایدارتر مهیا کند. وقتی فرد خاطی مشاهده کند که همسرش مقابله‌ای انجام نمی‌دهد ممکن است ارتکاب خشونت را حق خود بداند. به عبارتی، وقتی خشونت جزئی از ویژگی‌های شخصیتی فرد خاطی باشد و زمینه برای ارتکاب خشونت فراهم باشد می‌توان همواره انتظار خشونت زناشویی را از چنین افرادی انتظار داشت [42]. زنان قربانی که نسبت به همسر خاطی شفقت دارند به درد و رنج وی حساس هستند و برای کاهش و تسکین آن تعهد بالایی از خود نشان می‌دهند [21]. در چنین حالتی ممکن است فرد قربانی باور داشته باشد که برای تسکین درد و رنج همسر بهتر است مقابله نکند و در برابر خشونت وی چیزی نگوید که احتمال می‌رود این وضعیت باعث آشفتگی بیشتر زنان قربانی شود.
با وجود تمامی یافتههای حاصل از این پژوهش، با این حال پژوهش حاضر خالی از محدودیت نیست. ممکن است نوع خشونت، فراوانی و شدت آن روی روابط به دست آمده اثرگذار باشد. همچنین، برخی از عوامل مزاحم چون در دسترس بودن منابع کمک و شرایط اقتصادی ممکن است در تجربه خشونت اثرگذار باشد که نیاز است در پژوهش‌های آتی، این عوامل در نظر گرفته شود.
نتیجه‌گیری
به‌طور کلی نتایج حاصل از این پژوهش نشان داد که شفقت به خود می‌تواند باعث کاهش خشونت زناشویی و در نتیجه کاهش آشفتگی روانی زنان قربانی شود، اما شفقت به همسر خاطی می‌تواند باعث افزایش خشونت زناشویی و در نتیجه افزایش آشفتگی روانی شود که در رابطه با این نتیجه نیاز است جوانب احتیاط رعایت شود. بنابراین، می‌توان نتیجه گرفت که شفقت می‌تواند در بافت‌های مختلف نتایج متفاوتی داشته باشد و متخصصان و درمانگران ضروری است در مداخله‌های خود نسبت به اثرات متفاوت شفقت آگاه باشند. از این‌رو توصیه می‌شود که متخصصان و درمانگران، برای زنانی که قربانی خشونت زناشویی هستند مداخلاتی را در زمینه شفقت به خود ارائه دهند تا بتوان شاهد کاهش تجربه خشونت زناشویی و نیز بهبود وضعیت روانی آنان شد.
تشکر و قدردانی
نویسندگان بر خود لازم می‌دانند از کلیه زنان شرکت‌کننده در پژوهش حاضر و سایر اساتید و دوستانی که در تأیید روایی مقیاس اهداف مشفقانه حمایت‌گر این پژوهش بوده‌اند سپاسگزاری به عمل آورند.
پژوهش حاضر با هدف تعیین نقش شفقت به خود و شفقت به همسر در آشفتگی روانی با میانجیگری خشونت زناشویی در زنان قربانی انجام شد. یافتههای پژوهش حاضر نشان داد که شفقت به خود رابطه منفی با آشفتگی روانی دارد، اما شفقت به همسر رابطه مثبتی با آشفتگی روانی دارد. به عبارتی، وقتی زنان قربانی خشونت زناشویی نسبت به خود شفقت بورزند این امر باعث می‌شود تا آشفتگی روانی آنان کاهش پیدا کند، اما اگر به همسر خود شفقت بورزند این حالت باعث افزایش آشفتگی روانی آن‌ها می‌شود. این یافته همسو با برخی از پژوهش‌های انجام شده است [37، 23]. وقتی زنان قربانی خشونت نسبت به خود شفقت بورزند باعث می‌شود تا این افراد راهبردهای مختلفی را برای تسکین خود به کار گیرند که این می‌تواند باعث شود تا از نظر روانی آرام شوند. زنانی که قربانی خشونت زناشویی هستند همواره گرایش دارند تا به دلیل تجربه خشونت به نشخوار فکری بپردازند و خود را سرزنش کنند، اما اگر آنان دارای مهارت‌های خودشفقتی باشند ممکن است در برابر نشخوار و خودسرزنش‌گری مقابله کنند و سعی کنند از خود مقاومت و انعطا‌ف نشان دهند و این امر موجب بهبود وضعیت روانی آن‌ها شود [39-38].
با وجود اثر مثبت شفقت به خود در کاهش آشفتگی روانی، اما شفقت به همسر فضای متفاوتی را رقم می‌زند و وضعیت را برای آشفتگی بیشتر فراهم کند. Dodaj و همکاران در پژوهش خود نشان دادند در روابطی که کیفیت آن و میزان رضایت طرفین از همدیگر پایین است نشان دادن همدلی و محبت به طرف مقابل می‌تواند زمینه را برای قربانی شدن روانی و حتی جنسی فراهم سازد و در فرایند رابطه باعث مشکلات فردی و بین‌فردی بیشتر شود [40]. بنابراین، شفقت در هر رابطه‌ای الزاماً نمی‌تواند باعث بهبود وضعیت روانی فرد شود چرا که ممکن است در رابطه‌های ناکارآمد این امر زمینه را برای بدرفتاری‌های بیشتر و همچنین سوءاستفاده شدن از طرف فرد پرخاشگر فراهم سازد. همچنین، از منظری دیگر می‌توان اینگونه تبیین کرد که ممکن است زنان قربانی خشونت گمان کنند که با شفقت به همسر می‌توانند شرایطی ایجاد کنند که رابطه بهبود پیدا کند، اما وقتی بهبودی در رابطه مشاهده نمی‌کنند ممکن است دچار آشفتگی روانی بیشتر شوند. South و همکاران در پژوهش خود اشاره می‌کنند تعدادی زیادی از افرادی که دست به خشونت زناشویی می‌زنند دارای مشکلات و اختلالات شخصیتی قابل توجهی هستند [41] که بر این اساس می‌توان اینگونه نتیجه گرفت که به نظر نمی‌رسد شفقت به همسر پرخاشگر بتواند باعث بهبود و یا درمان اختلالات شخصیتی وی شود و از این‌رو، زنان قربانی ممکن است با دیدن شکست اقدامات یا شفقت‌ورزی‌های خود نسبت به همسر پرخاشگر، دچار سرخوردگی و آشفتگی روانی بیشتر شوند. این یافته نشان می‌دهد که سازه مثبت شفقت ممکن است در هر رابطه‌ای پیامد مثبتی نداشته باشد و برای همین می‌تواند اثرات متفاوتی روی وضعیت روانی زنان قربانی داشته باشد.
در تحلیل داده‌های پژوهش، نتایج نشان داد که خشونت زناشویی می‌تواند به صورت مستقیم باعث آشفتگی روانی زنان قربانی شود که این یافته همسو با پژوهش‌های دیگر است و آنقدر حجم پژوهش‌ها در این زمینه بسیار زیاد است که هیچ شکی در زمینه اثرات منفی خشونت زناشویی بر روی ایجاد آشفتگی روانی نیست [7-3]. خشونت زناشویی باعث می‌شود تا نیازهای فرد تأمین نشود و از این‌رو باعث آشفتگی روانی وی شود. در روابطی که زوج درگیر خشونت زناشویی هستند، ممکن است شخص قربانی احساس امنیت نکند. زمانی که فرد همواره از سوی همسر پرخاشگر خود مورد خشونت جسمانی قرار بگیرد باعث می‌شود تا همیشه ترس از حمله جسمانی همسر داشته باشد و به همین خاطر نتواند به آرامش روانی دست یابد. زمانی که فرد همواره مورد تمسخر، بی‌اعتنایی، سرزنش، انتقاد و یا به طور کلی مورد خشونت روانی از سوی همسر پرخاشگر خود قرار بگیرد ممکن است دچار مشکلات روان‌شناختی شود و سلامت روان وی کاهش یابد [7-5].
یافتههای دیگر این پژوهش نشان داد میزان خشونتی که زنان قربانی تجربه می‌کنند ممکن است متأثر از شفقت‌ورزی آنان باشد. به عبارتی دیگر، شفقت می‌تواند روی میزان خشونت زناشویی اثرگذار باشد. بر اساس یافتههای به دست آمده، خودشفقتی زنان قربانی می‌تواند باعث کاهش خشونت زناشویی و در نتیجه بهبود وضعیت روانی آنان شود، اما شفقت به همسر می‌تواند موجب افزایش خشونت زناشویی و در نتیجه آشفتگی روانی بیشتر شود. هرچند در این زمینه پژوهشی یافت نشد که این روابط را در افراد قربانی خشونت زناشویی بررسی کرده باشد، اما پژوهش‌ها نشان می‌دهد که شفقت به خود و به همسر در روابط زناشویی اثرات مثبتی دارد و می‌تواند باعث بهبود رابطه شود [26-23]. زنان قربانی که شفقت به خود دارند ممکن است در مقابل خشونت همسر ایستادگی کنند و اجازه خشونت‌های بیشتر و با شدت بالاتر را ندهند. وقتی فردی خود را قربانی و لایق خشونت نداند در نتیجه در مقابل خشونت ایستادگی می‌کند. این امر باعث می‌شود تا فرد خاطی نتواند هر لحظه بدرفتاری انجام دهد. در نتیجه چنین حالتی می‌تواند باعث ایجاد الگوهای ارتباطی شود که در آن خشونت زناشویی کمتر رخ دهد و در نتیجه فرد آرامش روانی بیشتری را تجربه کند. به عبارت دیگر، شفقت به خود باعث اتخاذ راهبردهای خودمحافظتی می‌شود و این امر می‌تواند با جلوگیری از خشونت زناشویی بیشتر موجب کاهش آشفتگی روانی شود.
با این حال شفقت به همسر خاطی می‌تواند باعث شود تا زنان قربانی وضعیت بدتری را تجربه کنند. همان‌طور که پژوهش‌ها نشان می‌دهد شفقت به همسر باعث می‌شود که فرد به رابطه تعهد داشته باشد و با وجود مشکلات هنوز در رابطه بماند و سعی کند همسر و رابطه را بهبود بخشد
[26-25، 18]. در چنین حالتی ممکن است فرد قربانی در برابر خشونت همسر مقابله‌ای از خود نشان ندهد و در نتیجه فضا را برای شکل‌گیری الگوهای خشونت پایدارتر مهیا کند. وقتی فرد خاطی مشاهده کند که همسرش مقابله‌ای انجام نمی‌دهد ممکن است ارتکاب خشونت را حق خود بداند. به عبارتی، وقتی خشونت جزئی از ویژگی‌های شخصیتی فرد خاطی باشد و زمینه برای ارتکاب خشونت فراهم باشد می‌توان همواره انتظار خشونت زناشویی را از چنین افرادی انتظار داشت [42]. زنان قربانی که نسبت به همسر خاطی شفقت دارند به درد و رنج وی حساس هستند و برای کاهش و تسکین آن تعهد بالایی از خود نشان می‌دهند [21]. در چنین حالتی ممکن است فرد قربانی باور داشته باشد که برای تسکین درد و رنج همسر بهتر است مقابله نکند و در برابر خشونت وی چیزی نگوید که احتمال می‌رود این وضعیت باعث آشفتگی بیشتر زنان قربانی شود.
با وجود تمامی یافتههای حاصل از این پژوهش، با این حال پژوهش حاضر خالی از محدودیت نیست. ممکن است نوع خشونت، فراوانی و شدت آن روی روابط به دست آمده اثرگذار باشد. همچنین، برخی از عوامل مزاحم چون در دسترس بودن منابع کمک و شرایط اقتصادی ممکن است در تجربه خشونت اثرگذار باشد که نیاز است در پژوهش‌های آتی، این عوامل در نظر گرفته شود.
نتیجه‌گیری
به‌طور کلی نتایج حاصل از این پژوهش نشان داد که شفقت به خود می‌تواند باعث کاهش خشونت زناشویی و در نتیجه کاهش آشفتگی روانی زنان قربانی شود، اما شفقت به همسر خاطی می‌تواند باعث افزایش خشونت زناشویی و در نتیجه افزایش آشفتگی روانی شود که در رابطه با این نتیجه نیاز است جوانب احتیاط رعایت شود. بنابراین، می‌توان نتیجه گرفت که شفقت می‌تواند در بافت‌های مختلف نتایج متفاوتی داشته باشد و متخصصان و درمانگران ضروری است در مداخله‌های خود نسبت به اثرات متفاوت شفقت آگاه باشند. از این‌رو توصیه می‌شود که متخصصان و درمانگران، برای زنانی که قربانی خشونت زناشویی هستند مداخلاتی را در زمینه شفقت به خود ارائه دهند تا بتوان شاهد کاهش تجربه خشونت زناشویی و نیز بهبود وضعیت روانی آنان شد.
تشکر و قدردانی
نویسندگان بر خود لازم می‌دانند از کلیه زنان شرکت‌کننده در پژوهش حاضر و سایر اساتید و دوستانی که در تأیید روایی مقیاس اهداف مشفقانه حمایت‌گر این پژوهش بوده‌اند سپاسگزاری به عمل آورند.
References
[1] Bott S, Guedes A, Ruiz-Celis AP, Mendoza JA. Intimate partner violence in the Americas: a systematic review and reanalysis of national prevalence estimates. Revista Panamericana de Salud Publica 2019; 43: e26.
[2] World Health Organization. Violence against women prevalence estimates, 2018: global, regional and national prevalence estimates for intimate partner violence against women and global and regional prevalence estimates for non-partner sexual violence against women. Geneva, Switzerland, World Health Organization. 2021: 4-7.
[3] Aguerrebere M, Frías SM, Smith Fawzi MC, López R, Raviola G. Intimate partner violence types and symptoms of common mental disorders in a rural community of Chiapas, Mexico: Implications for global mental-health practice. Plos One 2021; 16(9): e0256850.
[4] Brown SJ, Conway LJ, FitzPatrick KM, Hegarty K, Mensah FK, Papadopoullos S, et al. Physical and mental health of women exposed to intimate partner violence in the 10 years after having their first child: an Australian prospective cohort study of first-time mothers. BMJ Open 2020; 10(12): e040891.
[5] Dekel R, Shaked O, Ben-Porat A, Itzhaky H. The interrelations of physical and mental health: self-rated health, depression, and PTSD among female IPV survivors. Violence Against Women 2020; 26(3-4): 379-94.
[6] Chandan JS, Thomas T, Bradbury-Jones C, Russell R, Bandyopadhyay S, Nirantharakumar K, et al. Female survivors of intimate partner violence and risk of depression, anxiety and serious mental illness. Br J Psychiatry 2020; 217(4): 562-7.
[7] Reyes ME, Simpson L, Sullivan TP, Contractor AA, Weiss NH. Intimate partner violence and mental health outcomes among Hispanic women in the United States: A scoping review. Trauma Violence & Abuse 2023; 24(2): 809-27.
[8] Viertiö S, Kiviruusu O, Piirtola M, Kaprio J, Korhonen T, Marttunen M, et al. Factors contributing to psychological distress in the working population, with a special reference to gender difference. BMC Public Health 2021; 21: 1-7.
[9] Chiesa AE, Kallechey L, Harlaar N, Ford CR, Garrido EF, Betts WR, et al. Intimate partner violence victimization and parenting: A systematic review. Child Abuse & Neglect 2018; 80: 285-300.
[10] Laskey P, Bates EA, Taylor JC. A systematic literature review of intimate partner violence victimisation: An inclusive review across gender and sexuality. Aggress Violent Behav 2019; 47: 1-11.
[11] Sanz-Barbero B, Barón N, Vives-Cases C. Prevalence, associated factors and health impact of intimate partner violence against women in different life stages. PLoS One 2019; 14(10): e0221049.
[12] Willie TC, Kershaw TS. An ecological analysis of gender inequality and intimate partner violence in the United States. Preventive Medicine 2019; 118: 257-63.
[13] Yakubovich AR, Stöckl H, Murray J, Melendez-Torres GJ, Steinert JI, Glavin CE, et al. Risk and protective factors for intimate partner violence against women: Systematic review and meta-analyses of prospective–longitudinal studies. Am J Public Health 2018; 108(7): e1-11.
[14] Petersson J, Strand S, Selenius H. Risk factors for intimate partner violence: A comparison of antisocial and family-only perpetrators. J Interpers Violence 2019; 34(2): 219-39.
[15] Hellmuth JC, Gordon KC, Stuart GL, Moore TM. Risk factors for intimate partner violence during pregnancy and postpartum. Archives of Women's Mental Health 2013; 16: 19-27.
[16] Capaldi DM, Knoble NB, Shortt JW, Kim HK. A systematic review of risk factors for intimate partner violence. Partner Abuse 2012; 3(2): 231-80.
[17] Ruiz-Hernández JA, García-Jiménez JJ, Llor-Esteban B, Godoy-Fernández C. Risk factors for intimate partner violence in prison inmates. European J Psycho Applied to Legal Context 2015; 7(1): 41-9.
[18] Crocker J, Canevello A, Lewis KA. Romantic relationships in the ecosystem: Compassionate goals, nonzero-sum beliefs, and change in relationship quality. J Pers Soc Psychol 2017; 112(1): 58.
[19] Nicholson SB, Lutz DJ. The importance of cognitive dissonance in understanding and treating victims of intimate partner violence. J Aggression, Maltreatment & Trauma 2017; 26(5): 475-92.
[20] Neff KD. The development and validation of a scale to measure self-compassion. Self and Identity 2003; 2(3): 223-50.
[21] Dalai Lama XI, Jacobi D. The power of compassion. New York, US, Aquarian Press. 1995: 1-20.
[22] Tendhar T, Marcotte MA, Saikia MJ, de Mesquita PB. Relationship of compassion for self and others to sense of well-being of college students. J Am Coll Health 2022; 9: 1-8.
[23] Daneshvar S, Shafiei M, Basharpoor S. Compassion-focused therapy: Proof of concept trial on suicidal ideation and cognitive distortions in female survivors of intimate partner violence with PTSD. J Interpers Violence 2022; 37(11-12): NP9613-34.
[24] Tesh M, Learman J, Pulliam RM. Mindful self-compassion strategies for survivors of intimate partner abuse. Mindfulness 2015; 6: 192-201.
[25] Canevello A, Crocker J. Prosocial orientations: Distinguishing compassionate goals from other constructs. Front Psychol 2020; 11: 538165.
[26] Crocker J, Canevello A. Creating and undermining social support in communal relationships: the role of compassionate and self-image goals. J Pers Soc Psychol 2008; 95(3): 555.
[27] Kline RB. Beyond significance testing: Statistics reform in the behavioral sciences. Washington, DC, US, American Psychological Association. 2013: 1-20.
[28] Straus MA, Hamby SL, Boney-McCoy SU, Sugarman DB. The revised conflict tactics scales (CTS2) development and preliminary psychometric data. J Fam Issues 1996; 17(3): 283-316.
[29] Panaghi L, Dehghani M, Abbasi M, Mohammadi S, Maleki G. Investigating reliability, validity and factor structure of the revised conflict tactics scale. J Family Research 2011; 7(1): 103-7. [Farsi]
[30] Khosravi S, Sadeghi M, Yabandeh MR. Psychometric properties of self-compassion scale (SCS). Psychological Methods and Models 2013; 4(13): 47-59. [Farsi]
[31] Lawshe CH. A quantitative approach to content validity. Personnel psychology 1975; 28(4): 563-75.
[32] Lovibond PF, Lovibond SH. The structure of negative emotional states: Comparison of the Depression Anxiety Stress Scales (DASS) with the Beck Depression and Anxiety Inventories. Behav Res Ther 1995; 33(3): 335-43.
[33] Sahebi A, Asghari MJ, Salari RS. Validation of depression anxiety and stress scale (DASS-21) for an Iranian population. J Developmental Psychology 2005; 1(4): 36-54. [Farsi]
[34] Chatterjee S, Simonoff JS. Handbook of regression analysis. New York, US, John Wiley & Sons. 2013: 26-9.
[35] Tabachnick BG, Fidell, LS. Using Multivariate Statistics (6th Ed). Boston: Allyn and Bacon. 2013; 1(2): 1-25.
[36] MacKinnon DP, Warsi G, Dwyer JH. A simulation study of mediated effect measures. Multivariate Behav Res 1995; 30(1): 41-62.
[37] Kotera Y, Asano K, Kotera H, Ohshima R, Rushforth A. Mental health of Japanese workers: Amotivation mediates self-compassion on mental health problems. Int J Environ Res Public Health 2022; 19(17): 10497.
[38] Kotera Y, Green P, Sheffield D. Positive psychology for mental wellbeing of UK therapeutic students: relationships with engagement, motivation, resilience and self-compassion. Int J Ment Health Addict 2022; 20: 1611-26.
[39] Bakaitytė A, Puente-Martínez A, Ubilos-Landa S, Žukauskienė R. Path to posttraumatic growth: the role of centrality of event, deliberate and intrusive rumination, and self-blame in women victims and survivors of intimate partner violence. Front Psychol 2022; 13: 1018569.
[40] Dodaj A, Sesar K, Šimić N. Impulsivity and empathy in dating violence among a sample of college females. Behavioral Sciences 2020; 10(7): 117.
[41] South SC, Boudreaux MJ, Oltmanns TF. Personality disorders and intimate partner aggression: A replication and extension in older, married couples. Personal Disord 2021; 12(1): 70-80.
[42] Teva I, Marín‐Morales A, Bueso‐Izquierdo N, Pérez‐García M, Hidalgo‐Ruzzante N. Personality characteristics in specialist and generalist intimate partner violence perpetrators. Clinic Psycho & Psychotherapy 2023; 30(1): 86-96.
[2] World Health Organization. Violence against women prevalence estimates, 2018: global, regional and national prevalence estimates for intimate partner violence against women and global and regional prevalence estimates for non-partner sexual violence against women. Geneva, Switzerland, World Health Organization. 2021: 4-7.
[3] Aguerrebere M, Frías SM, Smith Fawzi MC, López R, Raviola G. Intimate partner violence types and symptoms of common mental disorders in a rural community of Chiapas, Mexico: Implications for global mental-health practice. Plos One 2021; 16(9): e0256850.
[4] Brown SJ, Conway LJ, FitzPatrick KM, Hegarty K, Mensah FK, Papadopoullos S, et al. Physical and mental health of women exposed to intimate partner violence in the 10 years after having their first child: an Australian prospective cohort study of first-time mothers. BMJ Open 2020; 10(12): e040891.
[5] Dekel R, Shaked O, Ben-Porat A, Itzhaky H. The interrelations of physical and mental health: self-rated health, depression, and PTSD among female IPV survivors. Violence Against Women 2020; 26(3-4): 379-94.
[6] Chandan JS, Thomas T, Bradbury-Jones C, Russell R, Bandyopadhyay S, Nirantharakumar K, et al. Female survivors of intimate partner violence and risk of depression, anxiety and serious mental illness. Br J Psychiatry 2020; 217(4): 562-7.
[7] Reyes ME, Simpson L, Sullivan TP, Contractor AA, Weiss NH. Intimate partner violence and mental health outcomes among Hispanic women in the United States: A scoping review. Trauma Violence & Abuse 2023; 24(2): 809-27.
[8] Viertiö S, Kiviruusu O, Piirtola M, Kaprio J, Korhonen T, Marttunen M, et al. Factors contributing to psychological distress in the working population, with a special reference to gender difference. BMC Public Health 2021; 21: 1-7.
[9] Chiesa AE, Kallechey L, Harlaar N, Ford CR, Garrido EF, Betts WR, et al. Intimate partner violence victimization and parenting: A systematic review. Child Abuse & Neglect 2018; 80: 285-300.
[10] Laskey P, Bates EA, Taylor JC. A systematic literature review of intimate partner violence victimisation: An inclusive review across gender and sexuality. Aggress Violent Behav 2019; 47: 1-11.
[11] Sanz-Barbero B, Barón N, Vives-Cases C. Prevalence, associated factors and health impact of intimate partner violence against women in different life stages. PLoS One 2019; 14(10): e0221049.
[12] Willie TC, Kershaw TS. An ecological analysis of gender inequality and intimate partner violence in the United States. Preventive Medicine 2019; 118: 257-63.
[13] Yakubovich AR, Stöckl H, Murray J, Melendez-Torres GJ, Steinert JI, Glavin CE, et al. Risk and protective factors for intimate partner violence against women: Systematic review and meta-analyses of prospective–longitudinal studies. Am J Public Health 2018; 108(7): e1-11.
[14] Petersson J, Strand S, Selenius H. Risk factors for intimate partner violence: A comparison of antisocial and family-only perpetrators. J Interpers Violence 2019; 34(2): 219-39.
[15] Hellmuth JC, Gordon KC, Stuart GL, Moore TM. Risk factors for intimate partner violence during pregnancy and postpartum. Archives of Women's Mental Health 2013; 16: 19-27.
[16] Capaldi DM, Knoble NB, Shortt JW, Kim HK. A systematic review of risk factors for intimate partner violence. Partner Abuse 2012; 3(2): 231-80.
[17] Ruiz-Hernández JA, García-Jiménez JJ, Llor-Esteban B, Godoy-Fernández C. Risk factors for intimate partner violence in prison inmates. European J Psycho Applied to Legal Context 2015; 7(1): 41-9.
[18] Crocker J, Canevello A, Lewis KA. Romantic relationships in the ecosystem: Compassionate goals, nonzero-sum beliefs, and change in relationship quality. J Pers Soc Psychol 2017; 112(1): 58.
[19] Nicholson SB, Lutz DJ. The importance of cognitive dissonance in understanding and treating victims of intimate partner violence. J Aggression, Maltreatment & Trauma 2017; 26(5): 475-92.
[20] Neff KD. The development and validation of a scale to measure self-compassion. Self and Identity 2003; 2(3): 223-50.
[21] Dalai Lama XI, Jacobi D. The power of compassion. New York, US, Aquarian Press. 1995: 1-20.
[22] Tendhar T, Marcotte MA, Saikia MJ, de Mesquita PB. Relationship of compassion for self and others to sense of well-being of college students. J Am Coll Health 2022; 9: 1-8.
[23] Daneshvar S, Shafiei M, Basharpoor S. Compassion-focused therapy: Proof of concept trial on suicidal ideation and cognitive distortions in female survivors of intimate partner violence with PTSD. J Interpers Violence 2022; 37(11-12): NP9613-34.
[24] Tesh M, Learman J, Pulliam RM. Mindful self-compassion strategies for survivors of intimate partner abuse. Mindfulness 2015; 6: 192-201.
[25] Canevello A, Crocker J. Prosocial orientations: Distinguishing compassionate goals from other constructs. Front Psychol 2020; 11: 538165.
[26] Crocker J, Canevello A. Creating and undermining social support in communal relationships: the role of compassionate and self-image goals. J Pers Soc Psychol 2008; 95(3): 555.
[27] Kline RB. Beyond significance testing: Statistics reform in the behavioral sciences. Washington, DC, US, American Psychological Association. 2013: 1-20.
[28] Straus MA, Hamby SL, Boney-McCoy SU, Sugarman DB. The revised conflict tactics scales (CTS2) development and preliminary psychometric data. J Fam Issues 1996; 17(3): 283-316.
[29] Panaghi L, Dehghani M, Abbasi M, Mohammadi S, Maleki G. Investigating reliability, validity and factor structure of the revised conflict tactics scale. J Family Research 2011; 7(1): 103-7. [Farsi]
[30] Khosravi S, Sadeghi M, Yabandeh MR. Psychometric properties of self-compassion scale (SCS). Psychological Methods and Models 2013; 4(13): 47-59. [Farsi]
[31] Lawshe CH. A quantitative approach to content validity. Personnel psychology 1975; 28(4): 563-75.
[32] Lovibond PF, Lovibond SH. The structure of negative emotional states: Comparison of the Depression Anxiety Stress Scales (DASS) with the Beck Depression and Anxiety Inventories. Behav Res Ther 1995; 33(3): 335-43.
[33] Sahebi A, Asghari MJ, Salari RS. Validation of depression anxiety and stress scale (DASS-21) for an Iranian population. J Developmental Psychology 2005; 1(4): 36-54. [Farsi]
[34] Chatterjee S, Simonoff JS. Handbook of regression analysis. New York, US, John Wiley & Sons. 2013: 26-9.
[35] Tabachnick BG, Fidell, LS. Using Multivariate Statistics (6th Ed). Boston: Allyn and Bacon. 2013; 1(2): 1-25.
[36] MacKinnon DP, Warsi G, Dwyer JH. A simulation study of mediated effect measures. Multivariate Behav Res 1995; 30(1): 41-62.
[37] Kotera Y, Asano K, Kotera H, Ohshima R, Rushforth A. Mental health of Japanese workers: Amotivation mediates self-compassion on mental health problems. Int J Environ Res Public Health 2022; 19(17): 10497.
[38] Kotera Y, Green P, Sheffield D. Positive psychology for mental wellbeing of UK therapeutic students: relationships with engagement, motivation, resilience and self-compassion. Int J Ment Health Addict 2022; 20: 1611-26.
[39] Bakaitytė A, Puente-Martínez A, Ubilos-Landa S, Žukauskienė R. Path to posttraumatic growth: the role of centrality of event, deliberate and intrusive rumination, and self-blame in women victims and survivors of intimate partner violence. Front Psychol 2022; 13: 1018569.
[40] Dodaj A, Sesar K, Šimić N. Impulsivity and empathy in dating violence among a sample of college females. Behavioral Sciences 2020; 10(7): 117.
[41] South SC, Boudreaux MJ, Oltmanns TF. Personality disorders and intimate partner aggression: A replication and extension in older, married couples. Personal Disord 2021; 12(1): 70-80.
[42] Teva I, Marín‐Morales A, Bueso‐Izquierdo N, Pérez‐García M, Hidalgo‐Ruzzante N. Personality characteristics in specialist and generalist intimate partner violence perpetrators. Clinic Psycho & Psychotherapy 2023; 30(1): 86-96.
Presenting the Model of the Role of Self-Compassion and Compassion for the Romantic Partner in Psychological Distress with the Mediation of Intimate Partner Violence (IPV) in Female Victims: A Descriptive Study
Hadi Salimi[3], Fateme Zare Mehdi Abadi[4]
Received: 24/04/23 Sent for Revision: 07/06/23 Received Revised Manuscript: 12/06/23 Accepted: 14/06/23
Background and Objectives: Several factors may be the basis of intimate partner violence (IPV) and psychological distress of female victims, among which the role of positive concepts in such relationships is not very clear. Therefore, the present study was conducted with the aim of determining the model of the role of self-compassion and compassion for the romantic partner (CR) in psychological distress with the mediation of intimate partner violence (IPV) in female victims.
Materials and Methods: The present study is descriptive. The statistical population included all women victims of IPV in Kerman province in 2023 (Kerman and Rafsanjan Cities) in 2022-2023, out of which 301 women were selected by convenience sampling. Revised Conflict Tactics Scale (CTS), Self-Compassion Scale (SCS), Compassionate Goals Scale (CGS), and Depression, Anxiety, and Stress Scale (DASS) were used for gathering data. Data were analyzed through structural equation modeling (SEM).
Results: The results showed that there is a relationship between psychological distress and self-compassion, CR, and IPV with rates of -0.544, 0.153, and 0.332, respectively (p<0.05). There was a significant relationship between IPV and self-compassion and CR with the rate of -0.363 and 0.193 (p<0.05). Also, the results showed that there is a relationship between self-compassion and CR and psychological distress and mediation of IPV with rates of -0.121 and 0.064 (p<0.05).
Conclusion: Results of the present study suggested that self-compassion in women who are victims of IPV can have positive consequences, but CR can increase IPV and, as a result, more psychological distress. Therefore, the results of this research highlight the different effects of positive concepts in traumatic relationships.
Key words: Psychological distress, Intimate partner violence, Marital relationship, Compassion
Funding: This study did not have any funds.
Conflict of interest: None declared.
Ethical approval: The Ethics Committee of Rafsanjan University of Medical Sciences approved the study (IR.RUMS.REC.1402.002).
How to cite this article: Salimi Hadi, Zare Mehdi Abadi Fateme. Presenting the Model of the Role of Self-Compassion and Compassion for the Romantic Partner in Psychological Distress with the Mediation of Intimate Partner Violence (IPV) in Female Victims: A Descriptive Study. J Rafsanjan Univ Med Sci 2023; 22 (4): 349-66. [Farsi]
[1]- (نویسنده مسئول) استادیار، گروه مشاوره، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه هرمزگان، بندرعباس، ایران
تلفن: 63371100-076، دورنگار: 33711013-076، پست الکترونیکی: h.salimi@hormozgan.ac.ir
[2]- کارشناسی ارشد، گروه مشاوره، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه هرمزگان، بندرعباس، ایران
[3]- Assistant Prof., Dept. of Counseling, Faculty of Humanities, University of Hormozgan, Bandar Abbas, Iran, ORCID: 0000-0002-6843-3713
(Corresponding Author) Tel: (076) 63371100, Fax: (076) 33711013, E-mail: h.salimi@hormozgan.ac.ir
[4]- MA, Dept.of Counseling, Faculty of Humanities, University of Hormozgan, Bandar Abbas, Iran
فهرست منابع
1. Bott S, Guedes A, Ruiz-Celis AP, Mendoza JA. Intimate partner violence in the Americas: a systematic review and reanalysis of national prevalence estimates. Revista Panamericana de Salud Publica 2019; 43: e26.
2. World Health Organization. Violence against women prevalence estimates, 2018: global, regional and national prevalence estimates for intimate partner violence against women and global and regional prevalence estimates for non-partner sexual violence against women. Geneva, Switzerland, World Health Organization. 2021: 4-7.
3. Aguerrebere M, Frías SM, Smith Fawzi MC, López R, Raviola G. Intimate partner violence types and symptoms of common mental disorders in a rural community of Chiapas, Mexico: Implications for global mental-health practice. Plos One 2021; 16(9): e0256850.
4. Brown SJ, Conway LJ, FitzPatrick KM, Hegarty K, Mensah FK, Papadopoullos S, et al. Physical and mental health of women exposed to intimate partner violence in the 10 years after having their first child: an Australian prospective cohort study of first-time mothers. BMJ Open 2020; 10(12): e040891.
5. Dekel R, Shaked O, Ben-Porat A, Itzhaky H. The interrelations of physical and mental health: self-rated health, depression, and PTSD among female IPV survivors. Violence Against Women 2020; 26(3-4): 379-94.
6. Chandan JS, Thomas T, Bradbury-Jones C, Russell R, Bandyopadhyay S, Nirantharakumar K, et al. Female survivors of intimate partner violence and risk of depression, anxiety and serious mental illness. Br J Psychiatry 2020; 217(4): 562-7.
7. Reyes ME, Simpson L, Sullivan TP, Contractor AA, Weiss NH. Intimate partner violence and mental health outcomes among Hispanic women in the United States: A scoping review. Trauma Violence & Abuse 2023; 24(2): 809-27.
8. Viertiö S, Kiviruusu O, Piirtola M, Kaprio J, Korhonen T, Marttunen M, et al. Factors contributing to psychological distress in the working population, with a special reference to gender difference. BMC Public Health 2021; 21: 1-7.
9. Chiesa AE, Kallechey L, Harlaar N, Ford CR, Garrido EF, Betts WR, et al. Intimate partner violence victimization and parenting: A systematic review. Child Abuse & Neglect 2018; 80: 285-300.
10. Laskey P, Bates EA, Taylor JC. A systematic literature review of intimate partner violence victimisation: An inclusive review across gender and sexuality. Aggress Violent Behav 2019; 47: 1-11.
11. Sanz-Barbero B, Barón N, Vives-Cases C. Prevalence, associated factors and health impact of intimate partner violence against women in different life stages. PLoS One 2019; 14(10): e0221049.
12. Willie TC, Kershaw TS. An ecological analysis of gender inequality and intimate partner violence in the United States. Preventive Medicine 2019; 118: 257-63.
13. Yakubovich AR, Stöckl H, Murray J, Melendez-Torres GJ, Steinert JI, Glavin CE, et al. Risk and protective factors for intimate partner violence against women: Systematic review and meta-analyses of prospective–longitudinal studies. Am J Public Health 2018; 108(7): e1-11.
14. Petersson J, Strand S, Selenius H. Risk factors for intimate partner violence: A comparison of antisocial and family-only perpetrators. J Interpers Violence 2019; 34(2): 219-39.
15. Hellmuth JC, Gordon KC, Stuart GL, Moore TM. Risk factors for intimate partner violence during pregnancy and postpartum. Archives of Women's Mental Health 2013; 16: 19-27.
16. Capaldi DM, Knoble NB, Shortt JW, Kim HK. A systematic review of risk factors for intimate partner violence. Partner Abuse 2012; 3(2): 231-80.
17. Ruiz-Hernández JA, García-Jiménez JJ, Llor-Esteban B, Godoy-Fernández C. Risk factors for intimate partner violence in prison inmates. European J Psycho Applied to Legal Context 2015; 7(1): 41-9.
18. Crocker J, Canevello A, Lewis KA. Romantic relationships in the ecosystem: Compassionate goals, nonzero-sum beliefs, and change in relationship quality. J Pers Soc Psychol 2017; 112(1): 58.
19. Nicholson SB, Lutz DJ. The importance of cognitive dissonance in understanding and treating victims of intimate partner violence. J Aggression, Maltreatment & Trauma 2017; 26(5): 475-92.
20. Neff KD. The development and validation of a scale to measure self-compassion. Self and Identity 2003; 2(3): 223-50.
21. Dalai Lama XI, Jacobi D. The power of compassion. New York, US, Aquarian Press. 1995: 1-20.
22. Tendhar T, Marcotte MA, Saikia MJ, de Mesquita PB. Relationship of compassion for self and others to sense of well-being of college students. J Am Coll Health 2022; 9: 1-8.
23. Daneshvar S, Shafiei M, Basharpoor S. Compassion-focused therapy: Proof of concept trial on suicidal ideation and cognitive distortions in female survivors of intimate partner violence with PTSD. J Interpers Violence 2022; 37(11-12): NP9613-34.
24. Tesh M, Learman J, Pulliam RM. Mindful self-compassion strategies for survivors of intimate partner abuse. Mindfulness 2015; 6: 192-201.
25. Canevello A, Crocker J. Prosocial orientations: Distinguishing compassionate goals from other constructs. Front Psychol 2020; 11: 538165.
26. Crocker J, Canevello A. Creating and undermining social support in communal relationships: the role of compassionate and self-image goals. J Pers Soc Psychol 2008; 95(3): 555.
27. Kline RB. Beyond significance testing: Statistics reform in the behavioral sciences. Washington, DC, US, American Psychological Association. 2013: 1-20.
28. Straus MA, Hamby SL, Boney-McCoy SU, Sugarman DB. The revised conflict tactics scales (CTS2) development and preliminary psychometric data. J Fam Issues 1996; 17(3): 283-316.
29. Panaghi L, Dehghani M, Abbasi M, Mohammadi S, Maleki G. Investigating reliability, validity and factor structure of the revised conflict tactics scale. J Family Research 2011; 7(1): 103-7. [Farsi]
30. Khosravi S, Sadeghi M, Yabandeh MR. Psychometric properties of self-compassion scale (SCS). Psychological Methods and Models 2013; 4(13): 47-59. [Farsi]
31. Lawshe CH. A quantitative approach to content validity. Personnel psychology 1975; 28(4): 563-75.
32. Lovibond PF, Lovibond SH. The structure of negative emotional states: Comparison of the Depression Anxiety Stress Scales (DASS) with the Beck Depression and Anxiety Inventories. Behav Res Ther 1995; 33(3): 335-43.
33. Sahebi A, Asghari MJ, Salari RS. Validation of depression anxiety and stress scale (DASS-21) for an Iranian population. J Developmental Psychology 2005; 1(4): 36-54. [Farsi]
34. Chatterjee S, Simonoff JS. Handbook of regression analysis. New York, US, John Wiley & Sons. 2013: 26-9.
35. Tabachnick BG, Fidell, LS. Using Multivariate Statistics (6th Ed). Boston: Allyn and Bacon. 2013; 1(2): 1-25.
36. MacKinnon DP, Warsi G, Dwyer JH. A simulation study of mediated effect measures. Multivariate Behav Res 1995; 30(1): 41-62.
37. Kotera Y, Asano K, Kotera H, Ohshima R, Rushforth A. Mental health of Japanese workers: Amotivation mediates self-compassion on mental health problems. Int J Environ Res Public Health 2022; 19(17): 10497.
38. Kotera Y, Green P, Sheffield D. Positive psychology for mental wellbeing of UK therapeutic students: relationships with engagement, motivation, resilience and self-compassion. Int J Ment Health Addict 2022; 20: 1611-26.
39. Bakaitytė A, Puente-Martínez A, Ubilos-Landa S, Žukauskienė R. Path to posttraumatic growth: the role of centrality of event, deliberate and intrusive rumination, and self-blame in women victims and survivors of intimate partner violence. Front Psychol 2022; 13: 1018569.
40. Dodaj A, Sesar K, Šimić N. Impulsivity and empathy in dating violence among a sample of college females. Behavioral Sciences 2020; 10(7): 117.
41. South SC, Boudreaux MJ, Oltmanns TF. Personality disorders and intimate partner aggression: A replication and extension in older, married couples. Personal Disord 2021; 12(1): 70-80.
42. Teva I, Marín‐Morales A, Bueso‐Izquierdo N, Pérez‐García M, Hidalgo‐Ruzzante N. Personality characteristics in specialist and generalist intimate partner violence perpetrators. Clinic Psycho & Psychotherapy 2023; 30(1): 86-96.
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
