دوره 14، شماره 1 - ( 5-1398 )                   جلد 14 شماره 1 صفحات 21-12 | برگشت به فهرست نسخه ها


XML English Abstract Print


1- کارشناسی ارشد روان‌شناسی شخصیت، دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران شمال، تهران ، Ssss.50@yahoo.com
2- استادیار، گروه روان‌شناسی شخصیت، دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران شمال، تهران
متن کامل [PDF 888 kb]   (3694 دریافت)     |   چکیده (HTML)  (5113 مشاهده)
متن کامل:   (6774 مشاهده)

مقدمه

نگرش به خیانت[1] یکی از پدیده‌های نسبتاً شناخته‌شده‌ای است که در هر جامعه اتفاق می‌افتد. این مسئله، تنها به زمان معاصر محدود نمی‌شود، حتی در زمان‌های گذشته بین فرهنگ‌ها و ملل گوناگون، در میان کشورهای خاورمیانه، اروپا، قبایل آفریقا رواج داشته است (شیمبرگ، جوزف و گراس، 2016). وجود خیانت منجر به تعارضات عمیق، جدایی، طلاق و آسیب‌های روانی و اجتماعی دیگر می‌شود (فای و میمز، 2019).
خیانت زناشویی[2] بر اساس یک تعریف کلی، نقض تعهد رابطه‌ی دونفره است که منجر به شکل‌گیری درجاتی از صمیمیت عاطفی و فیزیکی با فردی خارج از این رابطه می‌شود (فیف، ویک و استلبرگ، 2013). خیانت، احساس مورد آسیب واقع شدن به‌وسیله‌ی رفتار عمدی یا سهوی یک شخص مورد اعتماد است (فینچام و می، 2017). خیانت زناشویی از منظری دیگر به چهار نوع بی‌وفایی جنسی، عاطفی، ترکیبی (عاطفی و جنسی) و مجازی (شامل رابطه‌ی جنسی تلفنی، گفتگوهای جنسی و مشاهده‌ی فیلم‌های پورن) تقسیم می‌شود (باتابیال، 2018). خیانت زناشویی می‌تواند پیامدهای عاطفی شدیدی در زوجین ایجاد کند. مشاهدات بالینی و پژوهش‌های علمی نشان می‌دهد که افشای خیانت زناشویی تأثیر مخرب و تکان‌دهنده‌ای بر زوج‌ها می‌گذارد. مطالعات نشان داده‌اند که در فرد آسیب‌دیده از خیانت عواطف شدید اغلب بین احساس خشم نسبت به همسر و احساسات درونی شرم، افسردگی، درماندگی و طرد در نوسان است (آلن و همکاران، 2008). علاوه بر آن باعث بروز احساس شرم، احساس گناه، تردید، عصبانیت و ناامیدی در همسر عهدشکن می‌شود. پس از افشاء خیانت همسر، خانواده‌ها با مسائلی نظیر بحران زناشویی، تضعیف عملکرد در نقش‌های والدینی، مشکلات شغلی، ضرب و شتم و خودکشی روبرو می‌شوند (اسنایدر، باکوم و گردون، 2007).
با توجه به اثری که متغیرهایی مانند بیان عواطف، تبادلات عاطفی و همدلی بر رضایت زناشویی دارد مشکلات و اختلالاتی که بر این متغیرها و مسائل، اثر منفی بگذارند می‌توانند مانع از کسب رضایت زناشویی شوند. یکی از این مشکلات ناگویی هیجانی[3] است. ناتوانی در پردازش شناختی[4] اطلاعات هیجانی و تنظیم هیجان‌ها، ناگویی هیجانی نامیده می‌شود (کریستال، 2015). ناگویی هیجانی سازه‌ای است چندوجهی و متشکل از دشواری در شناسایی احساسات[5]، دشواری در توصیف احساسات برای دیگران، دشواری در تمایز بین احساسات و تهییج‌های بدنی[6] مربوط به برانگیختگی هیجانی، قدرت تجسم محدود که برحسب فقر خیال‌پردازی‌ها مشخص می‌شود و سبک‌شناختی عینی، عمل‌گرا و واقعیت‌مدار یا تفکر عینی است (مؤمنی، کرمی و حویزی‌زادگان، 2018). افرادی که به ناگویی هیجانی مبتلا می‌شوند تهییج‌های بدنی بهنجار را بد تفسیر می‌کنند، قادر به تشخیص و تمیز دادن هیجان‌های خود نیستند و نمی‌توانند افکار و احساسات خود را درک و توصیف کنند و انتظارات زیادی از دیگران و تمایلی به برآورده کردن و ارضای خواسته‌های دیگران ندارند. درماندگی هیجانی را از طریق شکایت‌های بدنی نشان می‌دهند و در اقدامات درمانی نیز به دنبال درمان نشانه‌های جسمانی هستند، مثلاً به‌جای بیان هیجان ترس به برانگیختگی‌های ترس مثل سرد شدن بدن یا خشک شدن دهان می‌پردازند (لی، زانگ، گائو و زانک، 2015). همچنین ویژگی‌های متعدد دیگری مانند دشواری در پردازش اطلاعات هیجانی، دشواری در فهم بیان چهره‌ای، ظرفیت کمتر برای همدلی، رفتارهای غیرسالم، سبک زندگی بی‌تحرک و کیفیت زندگی منفی را از خود نشان می‌دهند (براتیس و همکاران، 2009). بررسی مشکلات افراد مبتلا به ناگویی هیجانی در حوزه‌های بین فردی و روابط با دیگران، در سال‌های اخیر موردتوجه پژوهشگران قرارگرفته است. مونتی باروکی، کودیسپوتی، بالدارو و روسی (2004) دریافتند که ناگویی هیجانی با نیاز برای دریافت تأیید از سوی دیگران، ترس و ناراحتی از صمیمیت با دیگران و عدم اهمیت به روابط با دیگران ارتباط دارد. وان‌هیلو، دسمیت، مگانک و بوگرت (2007) نشان دادند که ناگویی هیجانی با سطوح پایین عاطفه و پیوند با دیگران، عدم بیان مشکلات خود به دیگران و راهبردهای مقابله‌ای نامناسب در موقعیت‌های بین فردی مرتبط است. هامفریز، وود و پارکر (2009) در مطالعه‌ی خـود روی 158 دانشجوی مقطع کارشناسی دریافتند که بین نـاگویی هیجانی و رضایت‌مندی پایین از روابط جنسی، ارتباط وجود دارد. همچنین نتایج پژوهش مؤمنی و همکاران (2018) نشان داد که متغیرهای عاطفه‌ی منفی، ناگویی هیجانی و هیجان خواهی به ترتیب 94، 95 و 92 درصد توان پیش‌بینی اقدام به خیانت زناشویی را دارند. بر این اساس با توجه به بار عاملی متغیرها، توان ناگویی هیجانی برای پیش‌بینی خیانت زناشویی از متغیرهای دیگر بیشتر بود.
عامل دیگری که درزمینه‌ی زندگی زناشویی مطرح است، احساس تنهایی[7] بوده که تجربه‌ای منفی و ذهنی است. احساس تنهایی به حالتی گفته می‌شود که در آن فرد، فقدان روابط با دیگران را ادراک یا تجربه می‌کند. تنهایی با دو ویژگی انزوای اجتماعی و انزوای هیجانی شناخته می‌شود (هسه و هاوکلی، 2017). تنهایی و انزوای هیجانی بر فقدان دل‌بستگی دوستانه دلالت می‌کنند، ولی انزوای اجتماعی به نبود روابط با مردم و شبکه‌های اجتماعی در دسترس و شمار کوچکی از روابط اشاره دارد. احساس تنهایی شامل عناصر اصلی و مهمی مانند احساس نامطلوب فقدان یا از دست دادن همدم، جنبه‌های ناخوشایند و منفی روابط ازدست‌رفته و از دست دادن سطح کیفی روابط با دیگری است (دی جانگ گایرولد، بروسی ون‌گرونو، هوگندورن و اسمیت، 2009). افرادی که احساس تنهایی را تجربه می‌کنند به دلیل اینکه با انتظارات و پیش‌بینی‌های منفی وارد مسیر گفت‌وشنود می‌شوند و همچنین به دلیل فقدان مهارت‌های اجتماعی لازم در برقراری و تداوم روابط دوستانه و نزدیک شکست می‌خورند. این افراد در روابط اجتماعی، مضطرب و خودآگاه و نسبت به طرد شدن حساس هستند (عیسی‌نژاد و باقری، 2018)؛ در برقراری روابط دوستانه، انجام دادن فعالیت‌های اجتماعی، شرکت در گروه‌ها، لذت بردن از مهمانی‌ها و در کنترل محیط با مشکل مواجه می‌شوند. آن‌ها همچنین خود را منفی، کم‌ارزش، حقیر، دوست‌نداشتنی و ازنظر اجتماعی نالایق می‌دانند و عزت‌نفس پایین‌تری دارند (استوکس، 2017). پژوهش‌ها رابطه‌ی منفی مهارت‌های ارتباطی و احساس تنهایی را نشان دادند (سیگرین، 2019). همچنین بین احساس تنهایی و رضایت از زندگی رابطه‌ی منفی و معناداری وجود دارد. به این صورت افرادی که احساس تنهایی بیشتری داشته باشند؛ از رضایت زناشویی کمتری برخوردار می‌شوند و بر این اساس امکان خیانت زناشویی در این افراد بیشتر می‌شود (برونس، هانسن و هایر، 2019). نتایج پژوهش بردوده، راه نجات، ربیعی و کیانی مقدم (2018) نیز نشان داد که احساس تنهایی به‌صورت مستقیم با تعارض زناشویی رابطه دارد و تعارض زناشویی نیز یکی از عوامل مهم برای خیانت زناشویی است.
عامل دیگری که ممکن است بر روابط زناشویی و نگرش به خیانت اثرگذار باشد صمیمیت است. صمیمیت یکی از نیازهای اساسی بشر برای حفظ سلامت روانی و سازگاری روان‌شناختی محسوب می‌شود و در مقابل کمبود صمیمیت با افسردگی، عزت‌نفس پایین، اضطراب و رضایت ارتباطی پایین، مرتبط است (پادگت، ماهونی، پارگامنت و دی‌ماریس، 2019). روان‌شناسان، صمیمیت را توانایی برقراری ارتباط (بدون کنترل) با دیگری و بیان عواطف (بدون بازداری) توصیف می‌کنند و آن را حق مسلم و از حالات طبیعی انسان می‌دانند (مانسینی و بونانو، 2006). وقتی ظرفیت و توانمندی فرد برای ابراز صمیمیت تحلیل رود ترس از صمیمیت[8] شکل می‌گیرد. لوین صمیمیت هیجانی یا آنچه صمیمیت روان‌شناختی نام گرفته است را به‌عنوان جزء اصلی که در تمام روابط نزدیک و پیوستگی‌های انسانی تجربه می‌شود، توصیف می‌کند (گایا، 2002). ترس از صمیمیت، یعنی محدود شدن توانایی فرد برای به اشتراک گذاشتن افکار و احساساتش با فردی مهم و نزدیک، یکی از عوامل شکست خوردن در روابط است (تلن و همکاران، 2000)؛ بدین ترتیب که فرد در مبادله‌ی احساسات و افکارش با افراد دیگر دچار اضطراب می‌شود. این افراد خواهان ارتباط بین شخصی هستند ولی از طرد شدن می‌ترسند. همچنین ترس از صمیمیت یک عامل خطر برای به وجود آمدن مشکلات هیجانی است (توربرگ و لیورس، 2006). پژوهش‌ها نشان می‌دهد که برخورداری از صمیمیت در میان زوج‌ها، از عوامل مهم ایجاد ازدواج‌های پایدار بوده و اجتناب از برقراری روابط صمیمانه، از عواملی است که موجب شکست در زندگی خانوادگی و به‌تبع آن منجر به مسائلی نظیر خیانت زناشویی می‌شود (پناناخونساف، 2019). در همین راستا نتایج یک پژوهش نشان داد بین صمیمیت با رضایت زناشویی رابطه‌ی مثبت معناداری وجود دارد (میری و نجفی، 2017). نتایج پژوهش مدرسی، زاهدیان و هاشمی محمدآباد (2014) نیز نشان داد افرادی که تجربه‌ی خیانت زناشویی داشتند از صمیمت، کیفیت عشق و سازگاری زناشویی کمتری در مقایسه با گروهی که تجربه خیانت نداشتند، برخوردار بودند.
با در نظر گرفتن نقشی که روابط زناشویی می‌تواند بر مفهوم بهداشت روانی داشته باشد شناسایی عوامل مؤثر در ثبات و رضایتمندی زناشویی، اقدام مهمی در حیطه روابط زوج به شمار می‌آید. آثار روانی- اجتماعی ناسازگاری‌ها و اختلاف زوج‌ها با یکدیگر چه به طلاق بینجامد و چه به‌صورت فرسایشی، کشمکش‌های طاقت‌فرسایی را به بار ‌آورد و هم برای زوج‌ها و هم برای فرزندان آن‌ها به‌صورت افسردگی، احساس پوچی، ناامیدی و ازخودبیگانگی تجربه شده و ضربات مهلکی بر پیکر جامعه وارد می‌آورد (یوان و ویسر، 2019). با افزایش آمار طلاق و با در نظر گرفتن صدمات جبران‌ناپذیر آن و با توجه به کارکرد متعادل خانواده و جلوگیری از متلاشی شدن آن، شناخت عوامل مؤثر در روابط زناشویی، مهار و مدیریت آن به‌عنوان پایه‌ی استحکام‌بخش زندگی خانوادگی، یکی از روش‌های درخور توجه در حل مشکلات زوجین است. شناخت این عوامل به زوجین یاری می‌رساند تا با آشنایی با این عوامل به ایجاد، تقویت و یا اصلاح متغیرها پرداخته و به رضایت زناشویی دست یابند (پناناخونساف، 2019). طبق مطالب ارائه‌شده، این پژوهش درصدد پاسخگویی به این سؤال است که آیا ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت در پیش‌بینی نگرش به خیانت در بین مردان نقشی دارد؟

روش

جامعه، نمونه و روش نمونه‌گیری

پژوهش حاضر توصیفی و از نوع همبستگی است که به‌منظور پیش‌بینی نگرش به خیانت بر اساس ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت انجام‌گرفته است. جامعه‌ی آماری این پژوهش را تمامی کارکنان مرد شرکت هادیان شهرداری تهران که حداقل یک سال از تأهلشان گذشته و در سال 1397 مشغول به کار بودند، تشکیل داد. از بین این افراد تعداد 270 نفر از کارکنان مرد به روش نمونه‌گیری در دسترس انتخاب شدند که پس از حذف پرسشنامه‌های مخدوش تعداد 261 پرسشنامه مورد تجزیه‌وتحلیل قرار گرفت.

ابزار پژوهش

مقیاس نگرش نسبت به خیانت[9]

مقیاس نگرش نسبت به خیانت توسط واتلی در سال 2006 با هدف سنجش نوع احساسات و تفکر افراد نسبت به مسائل مربوط به خیانت زناشویی طراحی شده است. این مقیاس شامل 12 ماده است که هر ماده در طیف هفت رتبه‌ای از بسیار مخالف=1 تا بسیار موافق=7 نمره‌گذاری شده است. چیزی به‌عنوان پاسخ درست یا غلط در این جملات وجود ندارد و پرسشنامه، فقط خواهان واکنش و نظر صادقانه آزمودنی به جملات است. عبارت‌ها شامل جملاتی راجع به احساسات منفی و مثبت نسبت به مقوله‌ی خیانت است. در سؤال‌های 1، 3، 4، 9، 10 و 11 به پاسخ‌های بسیار مخالف امتیاز 1 و پاسخ‌های بسیار موافق امتیاز 7 داده می‌شود. ماده‌های 2، 5، 6، 7، 8 و 12 به‌صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شوند حداکثر امتیاز 84 و حداقل امتیاز 12 است. امتیاز 48، فرد را بین پذیرندگی و رد کنندگی خیانت قرار می‌دهد. روایی پرسشنامه با روش همبستگی سؤال- نمره‌ی کل بررسی شده است و ضرایب همبستگی بین 75/0 تا 87/0 مثبت و معنا‌دار در سطح 01/0 به دست آمده است که نشان از روایی سازه‌ی پرسشنامه است. همچنین در بررسی پایایی پرسشنامه به روش آلفای کرونباخ، ضریب 81/0 کسب شده است (توپلو- دمیرتاس و فیچمن، 2017). ضریب پایایی آلفای کرونباخ این مقیاس را یوسفی، کریمی پور و امانی (2017) 85/0 گزارش کرده‌اند. در این پژوهش، ضریب آلفای کرونباخ 718/0 به‌دست ‌آمد.

پرسشنامه‌ی ناگویی هیجانی تورنتو[10]

مقیاس ناگویی هیجانی تورنتو (بگبی، پارکر و تیلور، 1994) یک آزمون 20 عبارتی است و سه زیرمقیاس: 1) دشواری در تشخیص احساسات، 2) دشواری در توصیف احساسات، 3) تفکر با جهت‌گیری عینی را بررسی می‌کند. در پرسشنامه‌ی ناگویی هیجانی به پاسخ‌های کاملاً مخالف نمره‌ی 1 و به پاسخ‌های کاملاً موافق نمره‌ی 5 تعلق می‌گیرد. مواد 4، 5، 10، 18، 19 به شیوه معکوس نمره‌گذاری می‌شوند، یعنی به پاسخ کاملاً مخالف نمره‌ی 5 و به پاسخ کاملاً موافق نمره‌ی 1 تعلق می‌گیرد. در این مقیاس نمره‌ی بالاتر نشان‌دهنده‌ِ‌ی ناگویی هیجانی بالاتر است. ویژگی‌های روان‌سنجی مقیاس ناگویی هیجانی در پژوهش‌های متعدد بررسی و تأیید شده است (پارکر، تیلور و بگبی، 2001، 2003؛ پالمر، گیگانس، مانوکا و استاف، 2005). در نسخه‌ی فارسی مقیاس ناگویی هیجانی بشارت (2007)، ضرایب آلفای کرونباخ برای ناگویی هیجانی کل و سه زیرمقیاس دشواری در شناسایی احساسات، دشواری در توصیف احساسات و تفکر عینی به ترتیب 85/0، 82/0، 75/0 و 72/0 محاسبه شد که نشانه‌ی همسانی درونی خوب مقیاس است. پایایی بازآزمایی مقیاس ناگویی هیجانی در یک نمونه‌ی 67 نفری در دو نوبت با فاصله‌ی چهار هفته ا 80/0 r= تا 87/0 r= برای ناگویی هیجانی کل و زیرمقیاس‌های مختلف تأیید شد. در این پژوهش، ضریب آلفای کرونباخ 86/0 به‌دست آمد.

مقیاس ترس از صمیمیت[11]

مقیاس ترس از صمیمیت دسکاتنر و تلن (1991)، یک مقیاس 35 سؤالی خودگزارشی است که به‌منظور سنجش اضطراب‌های مربوط به روابط نزدیک تهیه شده است. پرسش‌های این مقیاس دو زیرمقیاس رابطه با همسر، ماده (1 تا 30) و رابطه با دیگران، ماده (31 تا 35) را پوشش می‌دهند. در پرسشنامه‌ی ترس از صمیمیت از آزمودنی خواسته شد که برحسب فراوانی این رفتار، پاسخ‌های خود را در مورد هر یک از عبارت‌های مطرح‌شده، بر روی یک طیف لیکرت 5 درجه‌ای از «اصلاً این‌طور نیستم» نمره‌ی 1 تا «کاملاً این‌طور هستم» نمره‌ی 5، مشخص کند. در این پرسشنامه سؤالات 3، 6، 7، 8، 10، 14، 17، 18، 19، 21، 22، 25، 27، 29، 30 به‌صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شوند یعنی به پاسخ «اصلاً این‌طور نیستم» نمره‌ی 5 و به پاسخ «کاملاً این‌طور هستم» نمره‌ی 1 تعلق می‌گیرد. بالاترین نمره‌ای که فرد می‌تواند در این پرسشنامه به دست آورد 175 و پایین‌ترین نمره 35 است. فلاح زاده، ولی زاده و فلاح زاده (2011) مشخصات روان‌سنجی[12] این پرسشنامه را مورد بررسی قرار دادند. تحلیل عاملی 2 عامل را در بین 35 سؤال آشکار ساخت: عامل 1 ترس از صمیمیت در رابطه با همسر و عامل 2 ترس از صمیمیت در رابطه با دیگران است. همسانی درونی برای کل مقیاس 83/0، برای عامل اول 81/0 و برای عامل دوم 79/0 و ضریب اعتبار بازآزمایی برای کل مقیاس 92/0 و برای عامل‌های فرعی 1 و 2 به ترتیب 87/0 و 85/0 به‌دست آمد. در این پژوهش، ضریب آلفای کرونباخ 918/0 محاسبه شد.

مقیاس احساس تنهایی[13]

مقیاس احساس تنهایی شامل 20 ماده است که توسط راسل، پیلائو و کاترونا در سال 1980 جهت سنجش تنهایی طراحی ‌شده است. نمره‌گذاری در طیف لیکرت 4 درجه‌ای (هرگز تا همیشه) انجام می‌گیرد. دامنه‌ی نمره‌ها بین حداقل 20 و حداکثر 80 است. نمره‌ی بالاتر از میانگین بیانگر شدت بیشتر احساس تنهایی است. این مقیاس در چهار گروه دانشجویان، پرستاران، معلمان و افراد مسن اجرا شده و دامنه‌ی آلفا از 89/0 تا 94/0 به‌دست ‌آمده است. در افراد مسن یک سال بعد، آزمون مجدداً انجام شده و همبستگی آزمون- بازآزمون 73/0 به‌دست ‌آمده است که رضایت‌بخش می‌باشد (راسل، 1996). رحیم زاده و همکاران (2011) ضریب همسانی 83/0 و مقدار روایی از طریق اضطراب بررسی 4/0 را به‌دست آورده‌اند. در این پژوهش، ضریب آلفای کرونباخ 870/0 به‌دست ‌آمده است. تحلیل داده‌ها از طریق آزمون همبستگی پیرسون و آزمون تحلیل رگرسیون چندگانه‌ی هم‌زمان و با استفاده از نرم‌افزار SPSS نسخه‌ی 22 انجام شد.

یافته‌ها

پرسشنامه‌ها بین 270 نفر از کارکنان شرکت هادیان شهر شهرداری توزیع و نتایج جمع‌آوری شدند. از این تعداد 9 پاسخنامه به دلیل بی‌تفاوت و یا پرت بودن پاسخ‌ها کنار گذاشته شد. نتایج حاصل اجرای ابزارهای پژوهش بین 261 نفر از کارکنان به‌صورت میانگین و انحراف استاندارد و همچنین کمینه، بیشینه، کجی و کشیدگی نمره‌های گروه نمونه در جدول 1 منعکس‌شده است.
نتایج حاصل در جدول 1 نشان می‌دهد که در گروه نمونه میانگین نگرش به خیانت کارکنان 34/23 و میانگین ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت به ترتیب برابر 23/45، 63/33 و 18/67 است. نتایج جدول 1 همچنین نشان می‌دهد هیچ‌یک از متغیرهای پژوهش انحراف جدی از توزیع بهنجار ندارند. بر اساس اغلب منابع کجی توزیع نمره‌ها در دامنه (2 و 2-) و کشیدگی در دامنه (3 و 3-) را می‌توان بهنجار فرض کرد، توزیع داده‌های هیچ‌یک از متغیرهای پژوهش از این دامنه‌ها تخطی نکرده است، بنابراین می‌توان توزیع داده‌ها را بهنجار فرض کرد.

 

جدول 1. خلاصه‌ی یافته‌های توصیفی نگرش به خیانت، ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت (261=n)


در جدول 2 ضرایب همبستگی نگرش به خیانت، ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت نشان داده‌ شده است. در این جدول، نتایج حاصل از آزمون همبستگی پیرسون بیانگر آن است بین نگرش به خیانت با ناگویی هیجانی (46/0=r)، احساس تنهایی (35/0=r) و ترس از صمیمیت (41/0=r) رابطه‌ی مثبت و معنادار در سطح 001/0 وجود دارد.
 

جدول 2. ضرایب همبستگی نگرش به خیانت، ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت

برای پیش‌بینی نگرش به خیانت شرکت‌کنندگان در پژوهش، از روی ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت از روش رگرسیون چندگانه به شیوه‌ی هم‌زمان استفاده شد. استفاده از رگرسیون هم‌زمان به رگرسیون گام‌به‌گام ارجحیت دارد زیرا در پژوهش حاضر مشخص شد تمامی متغیرهای ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت رابطه‌ی معناداری با نگرش به خیانت دارند. در جدول 3 خلاصه‌ی نتایج رگرسیون گزارش ‌شده است.
 

جدول 3. خلاصه‌ی مدل پیش‌بینی نگرش به خیانت بر اساس ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت

با توجه به جدول 3، ضریب همبستگی چندگانه‌ی متغیرهای ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت با نگرش به خیانت، 51/0 است. این سه متغیر درمجموع 25/0 درصد از تغییرات نگرش به خیانت را پیش‌بینی می‌کنند. در جدول 4 نتایج تحلیل واریانس مدل برای بررسی توانایی پیش‌بینی متغیر نگرش به خیانت از روی سه متغیر پیش‌بین ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت گزارش شده است.

جدول 4. نتایج تحلیل واریانس رگرسیون هم‌زمان متغیر ملاک از روی متغیرهای پیش‌بین

با توجه به جدول 4 نتایج آماره 46/29=F در سطح 001/0 معنا‌دار است؛ بنابراین می‌توان نتیجه گرفت متغیرهای پیش‌بین (ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت) توانایی پیش‌بینی متغیر ملاک یعنی نگرش به خیانت را داند. در جدول 5 ضرایب استانداردشده و استانداردنشده‌ی رگرسیون گزارش شده‌اند.

با توجه به جدول 5، اثر ناگویی هیجانی بر نگرش به خیانت (31/0) در سطح 001/0 مثبت و معنا‌دار است. همچنین اثر احساس تنهایی (15/0) و ترس از صمیمیت (14/0) بر نگرش به خیانت در سطح 05/0 مثبت و معنادار است؛ بنابراین با توجه به جدول 3، ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت، قابلیت پیش‌بینی نگرش به خیانت در بین مردان را دارند؛ یعنی هرقدر مردان ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت بیشتری داشته باشند، نگرش به خیانت بیشتری دارند.
 

جدول 5. ضرایب رگرسیون استانداردنشده و استانداردشده مدل پیش‌بینی نگرش به خیانت

بحث

پژوهش حاضر با هدف بررسی نقش ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت در نگرش به خیانت مردان انجام گرفت. نتایج پژوهش نشان داد که ارتباط مثبتی بین ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت با نگرش به خیانت وجود دارد. همچنین نتایج نشان داد که ناگویی هیجانی و ترس از صمیمیت پیش‌بینی کننده‌های معناداری برای نگرش به خیانت مردان هستند. نتایج این پژوهش همسو با پژوهش‌های (تلن و همکاران، 2000؛ میری و نجفی، 2017؛ پناناخونساف، 2019؛ مؤمنی و همکاران، 2018؛ عیسی نژاد و همکاران، 2018؛ وان‌هیلو و همکاران، 2007) بوده است.
در تبیین نقش ناگویی هیجانی بر نگرش به خیانت، می‌توان به این نکته اشاره کرد که ناگویی هیجانی با درجات پایین عواطف و ارتباطات با دیگران، دشواری در ابراز نیازها به دیگران و توانایی مقابله با چالش‌های اجتماعی مرتبط است و افرادی که ناگویی هیجانی بالاتری دارند انتظارات زیادی از دیگران نداشته و نیز تمایلی به ارضا و برآورده کردن خواسته‌های دیگران هم ندارند (ون هیل و همکاران، 2007). یک رابطه‌ی خوب با همسر مستلزم ایجاد روابط نزدیک و درک و شناخت احساسات و هیجانات و عواطف اوست. به نظر می‌رسد افرادی که ناگویی هیجانی بالاتری دارند، به دلیل ناتوانی در شناسایی و شناخت احساسات دیگران و همچنین ناتوانی در بیان و توصیف احساسات خود، همواره در بیان هیجان‌ها، احساسات و خواسته‌های درونی خود با مشکل مواجه هستند و این امر مانع از آن خواهد شد که همسران بتوانند به هم نزدیک شده و از مسائل هم مطلع گشته و درصدد رفع آن برآیند. همچنین بیان نکردن احساسات ممکن است زندگی زوجین را کسل‌کننده کند که این امر به فاصله و شکاف عاطفی بین آن‌ها منجر می‌شود که پیامد آن خیانت زناشویی خواهد بود. علاوه بر این، افرادی که دارای ناگویی هیجانی هستند بیشتر از سایر افراد درگیر مشکلات روان‌شناختی و شغلی هستند (وان‌هیلو و همکاران، 2007) که این عوامل منجر به افزایش تنش‌های زناشویی و به‌تبع آن افزایش احتمال خیانت زناشویی می‌شود.
در تبیین رابطه‌ی احساس تنهایی بر نگرش به خیانت در بین مردان، می‌توان به این نکته اشاره کرد که احساس تنهایی در بزرگ‌سالانی که از احساس تنهایی عاطفی رنج می‌برند تجلی نظام عاطفی، شناختی و ادراکی در بزرگ‌سالی است. با استناد به نظریه‌ی بالبی، دل‌بستگی ایمن اولیه برای پرورش ظرفیت‌های محبت، صمیمیت و بسته نبودن روابط بعدی در زندگی آینده لازم بوده و انواع مختلف آشفتگی‌های هیجانی و مشکلات شخصیتی می‌توانند در نتیجه‌ی جدایی و اختلال در این پیوندها ایجاد شوند (هسه و همکاران، 2017). افرادی که از نزدیکی اجتناب می‌کنند برای صمیمی بودن با دیگران، احساس عدم صلاحیت کرده و وقتی دیگران نیاز به دل‌بستگی به آنان دارند تمایل به طرد دیگران دارند و به نظر می‌رسد زوجینی که از احساس تنهایی رنج می‌برند به دلیل آسیب دیدن دل‌بستگی‌شان در کودکی و تجلی آن در بزرگ‌سالی، در ارتباط با شریک و همسر خود نمی‌توانند رابطه‌ی صمیمی، قابل‌اعتماد و برخوردار از همدلی، حمایت و پذیرش داشته باشند. افراد آسیب‌پذیر از احساس تنهایی، مهارت اجتماعی ناکافی دارند و به همین جهت به حاشیه رانده می‌شوند. می‌توان گفت احساس تنهایی، تهدیدی برای ایجاد روابط صمیمی و نزدیک با همسر محسوب می‌شود و باعث می‌شود رضایت از روابط زناشویی کاهش یابد (دی جانگ، گایرولد و همکاران، 2009).
علاوه بر این، به نظر می‌رسد افرادی که دارای ترس از صمیمیت می‌باشند به دلیل عدم تجربیات درونی خود اعم از افکار و احساسات و عواطف که می‌توانند منبع اضطرابی داشته باشند، نه درک می‌شوند و نه درک می‌کنند. همین امر باعث می‌شود که هریک از زوجین از روابط نزدیک خود احساس خوبی نداشته باشند و عدم رضایت موجب رفتن هر یک از طرفین به طرف روابط فرا زناشویی باشد (پناناخونساف، 2019). درواقع صمیمیت مهارت‌های عاطفی و توانایی ابراز هیجان را افزایش می‌دهد. ترس از صمیمیت، برعکس مهارت‌های عاطفی، توان همدلی را بین زوجین کاهش می‌دهد و باعث کاهش رضایت در بین زوجین در حوزه‌ی روابط زناشویی و درنتیجه گرایش به خیانت می‌شود؛ به‌عبارت‌دیگر اجتناب از صمیمیت و فاصله گرفتن از دیگران که از ویژگی‌های افراد اجتناب‌گر است عاملی مهم در ایجاد نارضایتی در زوجین و خیانت زوجین می‌شود (میری و نجفی، 2017).
در تبیین این یافته‌ها می‌توان اذعان داشت که ویژگی‌ها و خصوصیات فردی، نارضایتی عاطفی و جنسی در روابط زناشویی، مشکلات خانواده، خاستگاه و عوامل اجتماعی از عوامل زمینه‌ساز و تسهیل‌کننده در گرایش مردان به خیانت است. همچنین می‌توان به عوامل دیگری همچون میل به تنوع‌طلبی، نیاز به اثبات مردانگی، احساس جوانی و بی‌ضرر دانستن و نگرش مثبت به این نوع رابطه نیز اشاره کرد. مسائل و مشکلات خانواده خاستگاه یکی از عوامل تأثیرگذار در گرایش به بی‌وفایی زناشویی و خیانت است. درواقع علت اصلی ریشه‌ی برخی از مشکلات زناشویی را باید در محیط متشنج خانواده‌ی پدری، ازدواج نادرست و بدون علاقه و شناخت آن‌ها جستجو کرد. بر همین اساس، درایگوتاس و روس بیلت (1992) هفت نیازی را که روابط زناشویی به افراد برای برآوردن آن‌ها کمک می‌کند، در مدل تحقق نیازها مشخص کردند که عبارتند از: نیازهای جنسی، نیازهای صمیمیتی (خودافشایی)، نیازهای مصاحبتی (فعالیت‌های مشترک)، نیاز درگیری فکری (سهیم کردن ایده‌ها، ارزش‌ها و نگرش‌ها)، نیاز درگیری عاطفی (حس ارتباط عاطفی)، نیازهای امنیتی، نیاز خودارزشی (روابطی که به فرد حس خوبی می‌دهد). امکان تحقق این نیازها اساس جذابیت همسر فرد را تشکیل می‌دهد. اگر در بخشی از رابطه، امکان تحقق یک نیاز مقدور نباشد، این امکان وجود دارد شریکی که نیازش تحقق ‌نیافته، به‌احتمال ‌زیاد خود را مجاز بداند که نیاز خود را با فرد دیگری در قالب روابط خارج از ازدواج تحقق ببخشد.
درمجموع نتایج این پژوهش بیانگر نقش مهم سه مورد از متغیرهای مهم روان‌شناختی یعنی ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت در نگرش به خیانت در بین مردان بود. با توجه به اینکه خیانت در زندگی منجر به اثرات منفی فراوانی در بین زوجین می‌گردد که یکی از این پیامدها طلاق هست و با توجه به اینکه گام اول در خیانت داشتن نگرش نسبت به آن است، بنابراین، این پژوهش با شناخت عوامل مؤثر بر نگرش به خیانت می‌تواند در شناسایی عوامل مؤثر بر خیانت نیز نقش داشته باشد، این پژوهش تلویحات روان‌شناختی و خانوادگی فراوانی دارد. علی‌رغم نتایج کاربردی که از این پژوهش قابل استنباط است، پژوهش حاضر همچون سایر پژوهش‌ها از محدودیت‌هایی نیز برخوردار بوده است که ازجمله‌ی آن‌ها می‌توان به استفاده از ابزار خودگزارش‌دهی برای جمع‌آوری اطلاعات و محدود بودن جامعه‌ی آماری این پژوهش به مردان متأهل کارکنان شهرداری تهران اشاره کرد. بر همین مبنا پیشنهاد می‌گردد در پژوهش‌های آتی از ابزارهای متنوع‌تر استفاده شود و پژوهش بر روی زنان و افراد مجرد سایر مناطق نیز انجام گیرد. همچنین با توجه به نقش ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت در نگرش به خیانت، پیشنهاد می‌شود در مراکز مشاوره‌ی ازدواج و کلینیک‌های روان‌شناختی، توجه ویژه‌ای به این متغیرها صورت پذیرد و با برقراری جلسات درمانی به بهبود ناگویی هیجانی، احساس تنهایی و ترس از صمیمیت پرداخته گردد.

ملاحظات اخلاقی

پیروی از اصول اخلاق پژوهش

برای رعایت اصول اخلاقی همه‌ی شرکت‌کنندگان از اهداف پژوهش و اختیاری بودن شرکت در آن مطلع شدند. به همه‌ی آن‌ها اطمینان داده شد اطلاعات آن‌ها کاملاً محرمانه خواهد ماند.

تعارض منافع

در این پژوهش هیچ‌گونه تعارض منافعی وجود ندارد.

تشکر و قدردانی

بدین‌وسیله از شرکت‌کنندگان محترم و همه‌ی افرادی که به هر نحو در انجام این پژوهش ما را یاری نمودند، کمال تشکر و قدردانی را داریم.

حامی مالی

این مقاله برگرفته از پایان‌نامه‌ی کارشناسی ارشد نویسنده‌ی مسئول در دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران شمال، دانشکده علوم تربیتی، گروه روانشناسی شخصیت است.

مشارکت نویسندگان

تمامی نویسندگان در انجام این پژوهش مشارکت داشته‌اند.
  

 

References

Allen, E. S., Rhoades, G. K., Stanley, S. M., Markman, H. J., Williams, T., Melton, J., & Clements, M. L. (2008). Premarital precursors of marital infidelity. Family process, 47(2), 243-259. [DOI:10.1111/j.1545-5300.2008.00251.x] [PMid:18605124]
Bagby, R. M., Taylor, G. J., & Parker, J. D. A. (1994). The twenty-item Toronto Alexithymia Scale: II. Convergent, discriminant, and concurrent validity. Journal of Psychosomatic Research, 38, 33-40. [DOI:10.1016/0022-3999(94)90006-X]
Bardoudeh, S., Rahnejat, A., Rabiei, M., & Kianimoghadam, A. (2018). [The determination of the relationship between loneliness and internet dependence and marital conflict married couples (Persian)]. Journal of nurse and physician within war, 5 (16), 31-37.
Batabyal, A. A. (2018). Marital infidelity: A game-theoretic analysis. Journal of Quantitative Economics, 16(1), 227-233. [DOI:10.1007/s40953-017-0081-8]
Besharat, M. A. (2007). Reliability and factorial validity of Farsi version of the Toronto Alexithymia Scale with a sample of Iranian students. Psychological Reports, 101, 209-220.
 [DOI:10.2466/PR0.101.5.209-220] [PMid:17958129]
Bratis, D., Tselebis, A., Sikaras, C., Moulou, A., Giotakis, K., Zoumakis, E., & Ilias, I. (2009). Alexithymia and its association with burnout, depression and family support among Greek nursing staff. Human Resources for Health, 7(1), 72-81. [DOI:10.1186/1478-4491-7-72] [PMid:1967118 8] [PMCid:PMC2730051]
Brunes, A., Hansen, M. B., & Heir, T. (2019). Loneliness among adults with visual impairment: prevalence, associated factors, and relationship to life satisfaction. Health and quality of life outcomes, 17(1), 24-31. [DOI:10.1186/s12955-019-1096-y] [PMid:30709406] [PMCid:PMC6359849]
De Jong Gierveld, J., Broese van Groenou, M., Hoogendoorn, A. W., & Smit, J. H. (2009). Quality of marriages in later life and emotional and social loneliness. Journals of Gerontology Series B: Psychological Sciences and Social Sciences, 64(4), 497-506. [DOI:10.1093/geronb/gbn043] [PMid:19213848]
Descutner, C. J., & Thelen, M. H. (1991). Development and validation of a Fear-of-Intimacy Scale. Psychological assessment: A journal of consulting and clinical psychology, 3(2), 218-225. [DOI:10.1037/1040-3590.3.2.218]
Drigotas, S. M., & Rusbult, C. E. (1992). Should I stay or should I go? A dependence model of breakups. Journal of Personality and Social Psychology, 62(1), 62–87. [DOI: 10.1037/0022-3514.62.1.62]
Falahzadeh, H., Farzad&lrm, V., & Falahzadeh, M. (2011). [A study of the Psychometric Characteristics of Fear of Intimacy Scale (FIS) (Persian)]. Journal of Research in Psychological Health, 5(1), 70-79.
Fife, S. T., Weeks, G. R. & Stellberg-Fibert, J. (2013). Facilitating forgiveness in the treatment of infidelitv: An interpersonal model. Journal of Family Therapy, 35(4), 343-367.
Fincham, F. D., & May, R. W. (2017). Infidelity in romantic relationships. Current Opinion in Psychology, 13, 70-74. [DOI:10.1016/j.copsyc.2016.03.008] [PMid:28813298]
Fye, M. A., & Mims, G. A. (2019). Preventing Infidelity: A Theory of Protective Factors. The Family Journal, 27(1), 22-30. [DOI:10.1177/1066480718809428]
Gaia, A. (2002). Understanding emotional intimacy: A review of conceptualization, assessment and the role of gender. International Social Science Review, 77(3), 151-170.
Gordon, K. C., Baucom, D. H., & Snyder, D. K. (2005). Treating couples recovering from infidelity: An integrative approach. Journal of clinical psychology, 61(11), 1393-1405. [DOI:10.1002/jclp.20189] [PMid:16161129]
Hsieh, N., & Hawkley, L. (2017). Loneliness in the older adult marriage: Associations with dyadic aversion, indifference, and ambivalence. Journal of Social and Personal Relationships, 0265407517712480. [DOI:10.1177/0265407 517712480]
Humphreys, T. P., Wood, L. M., & Parker, J. D. (2009). Alexithymia and satisfaction in intimate relationships. Personality and Individual Differences, 46(1), 43-47. [DOI: 10.1016/j.paid.2008.09.002]
Isanejad, O., & Bagheri, A. (2018). Marital Quality, Loneliness, and Internet Infidelity. Cyberpsychology, Behavior, and Social Networking, 21(9), 542-548. [DOI:10.1089/cyber. 2017.0602] [PMid:30212248]
Kline, R.B. (2011). Principles and practice of structural equation modeling. Second Edition, New York: The Guilford Press.
Krystal, H. (2015). Integration and self healing: Affect, trauma, alexithymia. Routledge. [DOI:10.4324/9781315799032]
Li, S., Zhang, B., Guo, Y., & Zhang, J. (2015). The association between alexithymia as assessed by the 20-item Toronto Alexithymia Scale and depression: a meta-analysis. Psychiatry research, 227(1), 1-9. [DOI:10.1016/j.psychres.2015.02.006] [DOI:10.1016/j.psychres.2007.12.003] [PMCid: PMC2696603]
Mancini, A. D., & Bonanno, G. A. (2006). Marital closeness, functional disability, and adjustment in late life. Psychology and Aging, 21(3), 600-608. [DOI:10.1037/0882-7974.21.3. 600] [PMid:16953721]
Miri, N., & Najafi, M. (2017). [The role of intimacy, loneliness, and Alexithymia in marital satisfaction prediction (Persian)]. Qom. Univ. Med. Sci, 11(3), 66-74.
Modarresi, F., Zahedian, H., & Hashemi Mohammad Abad, S. N. (2014). [The rate of marital fidelity and quality of love in divorce applicants with and without marital infidelity precedent (Persian)]. Armaghane danesh, 19(1), 78-88.
Momeni, K., Karami, J., & Hoveyzizadehgan, N. (2018). [The Relationship between Sensation Seeking, Positive and Negative Affect, Alexithymia and Marital Infidelity (Persian)]. Journal of Health and Care, 19(4), 221-231.
Montebarocci, O., Codispoti, M., Baldaro, B., & Rossi, N. (2004). Adult attachment style and alexithymia. Personality and Individual Differences, 36(3), 499-507. [DOI:10.1016/ S0191-8869(03)00110-7]
Padgett, E., Mahoney, A., Pargament, K. I., & DeMaris, A. (2019). Marital Sanctification and Spiritual Intimacy Predicting Married Couples' Observed Intimacy Skills across the Transition to Parenthood. Religions, 10(3), 177-189. [DOI:10.3390/rel10030177]
Palmer, B. R., Gignac, G., Manocha, R., & Stough, C. (2005). A psychometric evaluation of the Mayer–Salovey–Caruso emotional intelligence test version 2.0. Intelligence, 33(3), 285-305. [DOI:10.1016/j.intell.2004.11.003]
Pananakhonsab, W. (2019). Migration for love? Love and intimacy in marriage migration processes. Emotion, Space and Society. [DOI:10.1016/j.emospa.2019.03.001]
Parker, J. D., Taylor, G. J., & Bagby, R. M. (2001). The relationship between emotional intelligence and alexithymia. Personality and Individual differences, 30(1), 107-115. [DOI: 10.1016/S0191-8869(00)00014-3]
Parker, J. D., Taylor, G. J., & Bagby, R. M. (2003). The 20-Item Toronto Alexithymia Scale: III. Reliability and factorial validity in a community population. Journal of psychosomatic research, 55(3), 269-275. [DOI: 10.1016/ s0022-3999(02)00578-0]
Rahimzadeh, S., Pour Etemad, H., Asgari, A., Hojjat, M. (2011). [conceptual basics of loneliness:a qualitytive study (Persian)]. Journal of developmental psychology: Iranian Paychology, 8(30), 123-141.
Russell, D. W. (1996). UCLA Loneliness Scale (Version 3): Reliability, validity, and factor structure. Journal of personality assessment, 66(1), 20-40. [DOI:10.1207/ s15327752jpa6601_2] [PMid:8576833]
Russell, D., Peplau, L. A., & Cutrona, C. E. (1980). The revised UCLA Loneliness Scale: concurrent and discriminant validity evidence. Journal of personality and social psychology, 39(3), 472-480. [DOI: 10.1037//0022-3514.39.3.472] [PMid:7431205]
Segrin, C. (2019). Indirect effects of social skills on health through stress and loneliness. Health communication, 34(1), 118-124. [DOI:10.1080/10410236.2017.1384434] [PMid:29053380]
Shimberg, J., Josephs, L., & Grace, L. (2016). Empathy as a mediator of attitudes toward infidelity among college students. Journal of sex & marital therapy, 42(4), 353-368. [DOI:10.1080/0092623X.2015.1053019] [PMid:26010265]
Snyder, D.K. , Baucom, D.H. , & Gordon, K.C. (2007). Treating infidelity: An integrative approach to resolving trauma and promoting forgiveness. In P. R. Peluso (Ed.), Infidelity: A practitioner's guide to working with couples in crisis (pp. 99-125). New York: Routledge.
Stokes, J. E. (2017). Two-wave dyadic analysis of marital quality and loneliness in later life: results from the Irish longitudinal study on ageing. Research on aging, 39(5), 635-656. [DOI:10.1177/0164027515624224] [PMid:26733494]
Thelen, M. H., Vander Wal, J. S., Thomas, A. M., & Harmon, R. (2000). Fear of intimacy among dating couples. Behavior modification, 24(2), 223-240. [DOI:10.1177/0145445500 242004] [PMid:10804681]
Thorberg, F.A. & Lyvers, M. (2006). Attachment, fear of intimacy and differentiation of self among clients in substance disorder treatment facilities. Addictive Behaviors, 31 (4), 732-737. [DOI:10.1016/j.addbeh.2005. 05.050] [PMid:15970395]
Toplu-Demirtaş, E., & Fincham, F. D. (2017). Dating Infidelity in Turkish Couples: The Role of Attitudes and Intentions. The Journal of Sex Research, 1(1), 1-11.
Vanheule, S., Desmet, M., Meganck, R., & Bogaerts, S. (2007). Alexithymia and interpersonal problems. Journal of clinical psychology, 63(1), 109-117. [DOI:10.1002/jclp.20324] [PMid:17016830]
Whatley, M. (2008). Attitudes toward infidelity scale. Journal Social Psychology, 133(1), 547-51. [DOI:10.1080/00224 545.1993.9712180]
Yoosefi, N., karimipour, B., Amani, A. (2017). [Evaluating the model of religious beliefs, conflict resolution styles, and marital commitment with attitudes toward marital infidelity. (Persian)]. Biannual Journal of Applied Counseling, 7(1), 47-64. [DOI:10.22055/jac.2017.20212. 1380]
Yuan, S., & Weiser, D. A. (2019). Relationship dissolution following marital infidelity: comparing European Americans and Asian Americans. Marriage & Family Review, 1-20. [DOI:10.1080/01494929.2019.1589614]


[1]. Attiudes infidelity

[2]. Marital Infidelity

[3]. Alexithymia

[4]. Cognitive processing

[5]. Difficulty identifying feelings

[6]. Bodily sensations

[7]. Loneliess

[8]. Fear of intimacy

[9]. Attitudes toward Infidelity Scale

[10]. Farsi version of the Toronto Alexithymia Scale-20

[11]. Fear of Intiacy scale

[12]. Psychometric

[13]. University of Califomialios Angeles Laneliness Scale

نوع مطالعه: پژوهشي | موضوع مقاله: تخصصي
دریافت: 1397/8/1 | پذیرش: 1398/7/13 | انتشار: 1398/12/4

ارسال پیام به نویسنده مسئول


بازنشر اطلاعات
Creative Commons License این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است.

کلیه حقوق این وب سایت متعلق به روانشناسی معاصر،دوفصلنامه انجمن روانشناسی ایران می باشد.

طراحی و برنامه نویسی : یکتاوب افزار شرق