مقدمه

خانواده محل ارضای نیازهای مختلف جسمانی، عقلانی و عاطفی است و داشتن آگاهی از نیازهای زیستی، روانی، عاطفی و شناخت چگونگی ارضای آن‌ها و مجهز شدن به فنون شناخت تمایلات زیستی، روانی و عاطفی، ضرورتی انکارناپذیـر است. رضایـت  یک فرد از زندگی زناشویی به معنی رضایت وی از خانواده محسوب می‌شود و رضایت از خانواده به‌منزله‌ی رضایت از زندگی بوده و درنتیجه تسهیل در امر رشد، تعالی و پیشرفت مادی و معنوی جامعه خواهد بود (روهلمن، گالوس و دورتسچی^[1]، 2018). در این میان، بی‌وفایی و خیانت زناشویی بیشترین آسیب را به رابطه‌ی همسران وارد می‌کند و حتی می‌تواند رابطه را نابود کند (ایگنات^[2]، 2018). بر این اساس متغیرهای مختلفی می‌توانند زمینه‌ساز خیانت زناشویی در زوجین باشند. بر اساس نظریه بالبی، دسترسی‌پذیری[3] و پاسخگویی[4] را به‌عنوان رفتارهای کلیدی در روابط توصیف می‌کند که حالت امنیت و یا اضطراب و پریشانی فرد را به میزان زیادی تعیین می‌کنند. پیوندهای قوی دل‌بستگی به شکل‌گیری پناهگاهی امن و ایمن در برابر اثرات استرس و تردید کمک می‌کنند و اطمینان لازم برای خطر‌پذیری، یادگیری و سازگاری با خود، دیگران و دنیا را در فرد به وجود می‌آورند (جانسون^[5]، 2003).
دسترسی‌پذیری و پاسخگویی، رفتارهای قابل‌اندازه‌گیری و کلیدی در روابط هستند که وضعیت دل‌بستگی، اضطراب و یا پریشانی رابطه‌ی زناشویی را به میزان زیادی تعیین می‌کنند. اگر دسترسی‌پذیری، پاسخگویی و همدم‌طلبی در زوجین به حدی باشد که نیازهای زناشویی زوجین را برآورده کند، احتمال نگرش مثبت به روابط خیانت‌آمیز زناشویی پایین می‌آید. این نشان‌دهنده‌ی آن است که رفتار دل‌بستگی در روابط زناشویی نقش مهمی در پیشگیری در خیانت زناشویی زوجین و تقویت بنیان خانواده دارد. یکی دیگر از پیش‌بینی‌کننده‌های نگرش به خیانت زناشویی می‌تواند کیفیت روابط زناشویی زوجین باشد. کیفیت روابط زناشویی به‌عنوان میزان توافق نسبی زن و شوهر درباره موضوعات مهمی چون همکاری در کارها و فعالیت‌های مشترک و ابراز محبت به یکدیگر تعریف شده است (مین^[6]، 2016).
کیفیت روابط زناشویی شامل سه مؤلفه‌ی توافق زناشویی^[7]، خرسندی زناشویی^[8] و انسجام زناشویی^[9] است و نتیجه شیوه‌هایی بوده که افراد متأهل به‌طور نظام‌مند خود را به این مثلث سازماندهی می‌کنند. بر اساس نظریه‌ی فینچام و برادبوری کیفیت روابط زناشویی و میزان شادمانی تابع نحوه‌ی تعامل زن و شوهر و شیوه‌های مقابله آن‌ها با موقعیت‌های تنش‌زای زندگی است (برادبوری، فینچام و بیچ^[10]، 2000). کیفیت روابط زناشویی که یک جنبه‌ی مهم از زندگی خانوادگی است، سلامت و بهزیستی افراد را شکل می‏دهد و با سلامت جسمانی و روان‌شناختی زوجین همبستگی بالایی دارد و بیانگر سلامت، بهزیستی و ثبات در ازدواج است. کیفیت زناشویی را عاملی اصلی می‌دانند که نقش به سزایی در موفقیت و یا شکست ازدواج دارد (بودرمن و سینا^[11]، 2005). افزون بر رفتار دل‌بستگی در روابط زناشویی، کیفیت روابط زناشویی یکی دیگر از متغیرهای تعیین‌کننده نگرش به خیانت زناشویی می‏توان به سبک‌های دل‌بستگی اشاره کرد. سبک‌های دل‌بستگی اشاره به سبک ایمن، ناایمن دوسوگرای اضطرابی^[12] و دل‌بستگی ناایمن اجتنابی^[13] دارد که به‌عنوان یک رابطه با شخص دیگری است که به‌عنوان پناهگاهی امن در زمان پریشانی و پایگاه امنی برای توصیف جهان فرد است (یوممورا، لاچینووا، کوترکووا و فرالی^[14]، 2018).
با توجه به آنچه گفته شد، هرچند خیانت زناشویی در اغلب کشورها، حجم وسیعی از تحقیقات را به خود اختصاص داده است اما شرایط خاص فرهنگی، مذهبی و اجتماعی در ایران مانع از انجام مطالعات کافی و جامع در این زمینه شده است. درنهایت اینکه با توجه به افزایش نرخ بروز روابط فرازناشویی و نگرش مثبت به پدیده خیانت زناشویی در جوامع مختلف ازجمله ایران، ضروری است این تجربه در بافت فرهنگی و مذهبی ایران مورد شناسایی و تبیین قرار گیرد تا بتوان راهکارهای متناسب و بومی‌شده‌ای ارائه داد که هم در پیشگیری از این مسئله مؤثر واقع شود و هم درمانگران بتوانند با همدلی و درک بیشتر، چنین مراجعانی را یاری دهند. لذا بر اساس آنچه گفته شد، در این پژوهش به بررسی این سؤال پرداخته شده است که آیا نگرش به خیانت زناشویی بر اساس رفتار دل‌بستگی در روابط زناشویی، کیفیت روابط زناشویی و سبک‌های دل‌بستگی در زنان متأهل پیش‌بینی می‌شود؟

روش پژوهش

روش پژوهش، توصیفی از نوع همبستگی بوده است. جامعه‌ی آماری، کلیه‌ی زنان متأهل با دامنه‌ی سنی 25 تا 45 سال شهر تهران در سال 1397 بودند. پرسشنامه‌ها به‌صورت الکترونیکی طراحی شدند و آدرس آن در صفحات شبکه‌های اجتماعی مجازی قرار داده شد و نشانی پرسشنامه‌ها در اختیار آن دسته از زنان متأهلی که مایل به شرکت در پژوهش بودند قرار داده شد تا به پرسشنامه‌ها پاسخ دهند و در آخر با زدن گزینه «سابمیت یا ارسال» پاسخ‌های خود را برای پژوهشگر ارسال کنند. پاسخ آزمودنی‌ها پس از تکمیل شدن به‌طور خودکار در گوگل درایو ذخیره و در پایان، تمامی داده‌ها که از 103 نفر گردآوری گردیده بود به روش‌های آماری مناسب تجزیه‌وتحلیل شدند. جهت تجزیه‌وتحلیل داده‌ها در سطح توصیفی و استنباطی از نرم‌افزار SPSS نسخه 24 استفاده گردید.

ابزار پژوهش

پرسشنامه‌ی نگرش به خیانت زناشویی

پرسشنامه‌ی نگرش به خیانت زناشویی[15] توسط واتلی[16] (2008) تهیه شده است. این پرسشنامه دارای 12 سؤال است که نمره‌گذاری آن به‌صورت 7 درجه‌ای از «به‌شدت موافقم» تا «به‌شدت مخالفم» می‌باشد. درواقع پرسشنامه‌ی خیانت، مقدار تمایل و میزان پذیرندگی یا ردکنندگی را از منظر افراد متخلف می‌سنجد. بالاترین امتیاز (84) به معنی پذیرنده‌ی خیانت و کمترین (12) به معنی ردکننده‌ی خیانت است (سواری و طلایی‌زاده، 2015). ضریب آلفای کرونباخ نمره‌ی کل پرسشنامه 79/0 ذکر شده است (کرمی و زکی یی، محمدی و حق شناس، 2014). جهت بررسی روایی این آزمون در ایران، از روایی ملاکی از (نوع واگرا) استفاده شده است. در پژوهشی پایایی پرسشنامه‌ی خیانت زناشویی به روش آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه 89/0 گزارش شده است (عجم، 2016). همچنین در پژوهش دیگری پایایی پرسشنامه به روش آلفای کرونباخ 81/0 محاسبه شده است (توپلو-دمیرتاش و فیچمن^[17]، 2017). در پژوهش حاضر روایی با استفاده از ضریب توافق کندال (روایی) برای کل سؤالات 70/0 محاسبه شده است. برای بررسی همسانی درونی پرسشنامه از ضریب آلفای کرونباخ استفاده شد که ضریب آلفای کرونباخ کل سؤالات 86/0 به ‌دست ‌آمد.

پرسشنامه‌ی رفتار دل‌بستگی در روابط زناشویی

پرسشنامه‌ی دسترسی‌پذیری، پاسخگویی و همدم‌طلبی توسط سندبرگ و همکاران^[18] (2012) برای سنجش رفتار دل‌بستگی در روابط زناشویی تهیه شده است. این پرسشنامه شامل 12 سؤال که 6 خرده مقیاس دسترسی‌پذیری خود، پاسخگویی خود، همدم‌طلبی خود، دسترسی‌پذیری همسر، پاسخگویی همسر و همدم‌طلبی همسر را اندازه‏گیری می‌کند. نمره‌گذاری پرسشنامه در طیف لیکرت پنج‌درجه‌ای صورت می‌گیرد. در پژوهشی داخل ایران ضرایب آلفای کرونباخ کل سؤالات 86/0 و به روش بازآزمایی 90/0 و همچنین آلفای کرونباخ برای بررسی پایایی مربوط به مؤلفه‌های دسترسی‌پذیری خود 82/0، پاسخگویی خود 77/0، همدم‌طلبی خود 84/0، دسترسی‌پذیری همسر 74/0، پاسخگویی همسر 76/0 و همدم‏طلبی همسر 90/0 به‌دست‌آمده است (رسولی، بابایی گرمخانی و داورنیا، 2018). در پژوهش حاضر روایی با استفاده از ضریب توافق کندال (روایی) برای کل سؤالات 65/0 محاسبه شد و برای بررسی همسانی درونی پرسشنامه از ضریب آلفای کرونباخ استفاده گردید که ضریب آلفای کرونباخ کل سؤالات 90/0 به‌دست‌آمد.

پرسشنامه‌ی کیفیت روابط زناشویی

پرسشنامه‌ی تجدیدنظر شده‌ی کیفیت روابط زناشویی[19] توسط باسبی و همکاران[20] (1995) تهیه شده است و شامل 14 سؤال  است که سه مؤلفه‌ی توافق زناشویی، خرسندی زناشویی و انسجام زناشویی را اندازه‌گیری می‌کند. این پرسشنامه  در طیف لیکرت 6 درجه‌ای نمره‌گذاری می‌شود. بررسی ویژگی‌های روانسجی پرسشنامه (روایی و پایایی) نشان داده است که ضرایب همبستگی میان پرسشنامه‌ِ‌ی خودتنظیمی رفتاری برای روابط کارآمد در زوج‌ها^[21] در دامنه‌ی بین 27/0 تا 56/0 قرار دارد و معنادار در سطح 01/0 است (ویلسون و همکاران^[22]، 2005). همچنین ضرایب همبستگی با سازش‌یافتگی زناشویی^[23] لاک و والاس^[24] (1959) در دامنه‌ی 34/0 تا 45/0 و معنادار در سطح 01/0 گزارش شده است که نشان‌دهنده‌ی روایی همگرایی پرسشنامه است (عیسی نژاد، علیپور و کلهری، 2017). همچنین در خارج کشور همسانی درونی پرسشنامه به روش آلفای کرونباخ  برای کل سؤالات مقدار 86/0 گزارش شده است (بولگان و سیفتیسی^[25]، 2017). در پژوهش حاضر روایی با استفاده از ضریب توافق کندال (روایی) برای کل سؤالات 61/0 محاسبه گردید و برای بررسی همسانی درونی پرسشنامه از ضریب آلفای کرونباخ استفاده شد که برای کل سؤالات مقدار 91/0 به‌دست‌آمد.

پرسشنامه‌ی سبک‌های دل‌بستگی

پرسشنامه‌ی سبک‌‌های دل‌بستگی[26] توسط هازن و شاور[27] (1987) تهیه شده است. این پرسشنامه 15 سؤال و سه زیرخرده‌مقیاس شامل سبک دل‌بستگی ایمن، ناایمن دوسوگرای اضطرابی و ناایمن اجتنابی را اندازه‏گیری می‏کند. سؤالات پرسشنامه توسط علامت‌گذاری روی یک مقیاس 5 درجه‌ای از نوع لیکرت نمره‌گذاری می‌شود. ضریب آلفای کرونباخ (پایایی) برای دختران در سبک دل‌بستگی ایمن 86/0، در سبک دل‌بستگی ناایمن دوسوگرای اضطرابی 84/0 و در سبک دل‌بستگی ناایمن اجتنابی 83/0 و برای پسران در سبک دل‌بستگی ایمن 84/0، در سبک دل‌بستگی ناایمن دوسوگرای اضطرابی 86/0 و در سبک دل‌بستگی ناایمن اجتنابی 85/0 به‌دست‌آمد که نشان‌دهنده‌ی همسانی درونی پرسشنامه است. در خارج کشور همسانی درونی پرسشنامه برای سبک دل‌بستگی ایمن 73/0، برای سبک دل‌بستگی ناایمن دوسوگرای اضطرابی 75/0 و برای سبک دل‌بستگی ناایمن اجتنابی 80/0 به‌دست‌آمده است (جونز و همکاران^[28]، 2018). در پژوهش حاضر با استفاده از ضریب توافق کندال (روایی)، روایی برای کل سؤالات 51/0 محاسبه شد همچنین برای بررسی همسانی درونی پرسشنامه از ضریب آلفای کرونباخ استفاده گردید که ضریب آلفای کرونباخ کل سؤالات 87/0 به‌دست‌آمد.

یافته‌ها

جدول 1 میانگین و انحراف معیار نگرش به خیانت زناشویی، رفتار دلبستگی در روابط زناشویی، کیفیت روابط زناشویی و سبک‌های دلبستگی در زنان متاهل را نشان می‏دهد. تعداد آزمودنی‌ها 100 نفر بودند. هچنین آزمون کلموگروف اسمیرنوف تک نمونه‌ای نشان داد که توزیع نمرات متغیرهای پژوهش با 95 درصد اطمینان طبیعی است. از آنجایی سطوح معناداری آماره‌های نرمال بودن بزرگتر از 05/0 هستند (05/0<P)، لذا توزیع نمرات دارای توزیع نرمال است، بر این اساس می‏توان از آزمون‌های پارامتریک ضریب همبستگی پیرسون و رگرسیون چندمتغیره استفاده نمود و نتایج آن قابل اطمینان است.
 

جدول 1. ویژگی‌های دموگرافیک شرکت‌کنندگان (103=n)

	متغیر	تعداد	درصد
سن	25 تا 30 سال	31	09/30
	30 تا 35 سال	48	60/46
	35 تا 40 سال	16	54/15
	40 تا 45 سال	8	77/7
مدت‌زمان تأهل	1 تا 5 سال	52	49/50
	5 تا 10 سال	14	60/13
	10 سال به بالا	37	91/35
تحصیلات	دیپلم	14	60/13
	فوق‌دیپلم	21	39/20
	کارشناسی به بالا	68	01/66

بر اساس جدول 2 می‌توان گفت که اگر مقدار آماره‌ی دوربین واتسون^[29] بین 5/1 الی 5/2 قرار دارد، می‏توان استقلال خطاها را پذیرفت و تحلیل ضریب همبستگی پیرسون و رگرسیون چندمتغیره را دنبال کرد. از آنجایی که آماره‌های دوربین واتسون بین 5/1 الی 5/2 است که نشان دهنده‌ی استقلال خطاها است و می‏توان از ضریب همبستگی پیرسون و رگرسیون چندمتغیره استفاده کرده نتایج حاصل از این آزمون‌های آماری قابل اطمینان است. در جدول 3 به بررسی مفروضه عدم همخطی چندگانه^[30] با استفاده از آزمون ضریب تحمل^[31] و تورم واریانس^[32] پرداخته شده است.
 

جدول 2. تعداد، حداقل، حداکثر، میانگین و انحراف معیار متغیرهای پژوهش

متغیرهای پژوهش		میانگین	انحراف معیار	آماره‌ی KS	معناداری
نگرش به خیانت زناشویی		10/30	976/11	704/1	180/0
رفتار دل‌بستگی در روابط زناشویی	دسترسی‌پذیری خود	65/4	598/1	049/2	152/0
	پاسخگویی خود	75/3	344/1	672/0	284/0
	همدم‌طلبی خود	05/4	290/1	004/1	224/0
	دسترسی‌پذیری همسر	40/3	119/1	247/0	454/0
	پاسخگویی همسر	55/3	029/1	777/0	231/0
	همدم‌طلبی همسر	25/4	617/1	159/0	613/0
کیفیت روابط زناشویی	توافق زناشویی	90/23	177/3	265/0	608/0
	خرسندی زناشویی	75/22	208/3	002/1	124/0
	انسجام زناشویی	65/13	069/3	602/1	179/0
سبک‌های دل‌بستگی	دل‌بستگی ایمن	30/14	084/4	854/0	195/0
	ناایمن دوسوگرای اضطرابی	05/14	864/3	002/1	125/0
	ناایمن اجتنابی	05/14	386/3	551/0	922/0

بر اساس نتایج جدول 3 ضریب تحمل و تورم واریانس به منظور بررسی همخطی چندگانه محاسبه شده است. نتایج نشان داد که هیچ کدام از مقادیر آماره تحمل کوچکتر از حد مجاز 1/0 و هیچ کدام از مقادیر عامل تورم واریانس بزرگ‌تر از حد مجاز 10 نمی‌باشند. تحمل یک متغیر پیش‌بین نشان می‌دهد که آن متغیر تا چه می‌تواند توسط دیگر متغیرهای پیش‌بین موجود در الگو پیش‌ بینی شود. این آماره میزان همپوشی متغیرهای پیش بین را نشان می‌دهد. هرچه این میزان ضرایب بالاتر باشد، میزان همپوشی با دیگر متغیرهای پیش‌بین کمتر است. افزون بر این، این ضریب با ثبات الگو در ارتباط است، مقدار پایین آن، ثبات در الگو و دقت در محاسبه را به خطر می‌اندازد. همبستگی بالای متغیرهای پیش بین با یکدیگر در همخطی چندگانه، خطای استاندارد ضرایب معادله رگرسیون را متورم می‌سازد و در نتیجه از دقت برآورد کاسته می‏شود که این مسئله به عامل تورم واریانس موسوم است. بنابراین بر اساس دو شاخص ذکر شده وجود همخطی چندگانه در متغیرهای پیش‌بین مشاهده نشد. لذا از آنجایی که وجود همخطی چندگانه در متغیرهای پیش‌بین مشاهده نشد، می‏توان از آزمون‌های پارامتریک ضریب همبستگی پیرسون و رگرسیون چندمتغیره استفاده نمود و نتایج آن قابل اطمینان است. با توجه به برقراری مفروضه‌های ضریب همبستگی پیرسون و رگرسیون چندمتغیره در ادامه به بررسی روابط بین متغیرها با استفاده از ضریب همبستگی پیرسون استفاده شده است.
 

جدول 3. ضریب تحمل و تورم واریانس متغیرهای پیش‌بین

متغیرهای پژوهش	ضریب تحمل	تورم واریانس
دسترسی‌پذیری خود	127/0	864/7
پاسخگویی خود	268/0	726/3
همدم‌طلبی خود	276/0	624/3
دسترسی‌پذیری همسر	284/0	522/3
پاسخگویی همسر	283/0	536/3
همدم‌طلبی همسر	272/0	678/3
توافق زناشویی	217/0	610/4
خرسندی زناشویی	153/0	523/6
انسجام زناشویی	374/0	673/2
دل‌بستگی ایمن	254/0	321/2
ناایمن دوسوگرای اضطرابی	251/0	521/2
ناایمن اجتنابی	145/0	362/1

^** همه ضرایب همبستگی در سطح 01/0= α(1 درصد خطا و 99 درصد اطمینان) معنادار هستند.

بر اساس جدول 4 نتایج ضریب همبستگی پیرسون بین دسترسی‌پذیری خود (761/0- r=، 01/0 >p)، پاسخگویی خود (460/0- r=، 01/0 >p)، همدم‌طلبی خود (510/0- r=، 01/0 >p)، دسترسی‌پذیری همسر (478/0- r=، 01/0 >p)، پاسخگویی همسر (554/0- r=، 01/0 >p)، همدم‌طلبی همسر (395/0- r=،
01/0 >p)، توافق زناشویی (843/0- r=، 01/0 >p)، خرسندی زناشویی (697/0- r=، 01/0 >p)، انسجام زناشویی (790/0- r=، 01/0 >p) و دلبستگی ایمن (811/0- r=، 01/0 >p) با نگرش به خیانت زناشویی رابطه منفی و معناداری وجود دارد. همچنین نتایچ ضریب همبستگی پیرسون نشان داد که بین ناایمن دوسوگرای اضطرابی (802/0 r=، 01/0 >p) و ناایمن اجتنابی (574/0 r=،
01/0 >p) با نگرش به خیانت زناشویی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. همان‌طور که در جدول 4 ملاحظه می‏شود، همبستگی معنادار بین متغیرها ادامه تحلیل را ممکن می‌کند. برای بررسی نقش رفتار دلبستگی در روابط زناشویی، کیفیت روابط زناشویی و سبک‌های دلبستگی در زنان متاهل در پیش بینی نگرش به خیانت زناشویی از رگرسیون چندمتغیره استفاده شده است که نتایج آن در جداول 5 ذکر شده است.
 

جدول 4. خلاصه‌ی نتایج ضریب همبستگی پیرسون بین رفتار دل‌بستگی در روابط زناشویی، کیفیت روابط زناشویی و سبک‏های دل‌بستگی در زنان متأهل با نگرش به خیانت زناشویی

متغیرهای پیش‌بین	متغیر ملاک= نگرش به خیانت زناشویی	سطح معناداری
دسترسی‌پذیری خود	**761/0-	001/0
پاسخگویی خود	**460/0-	001/0
همدم‌طلبی خود	**510/0-	001/0
دسترسی‌پذیری همسر	**478/0-	001/0
پاسخگویی همسر	**554/0-	001/0
همدم‌طلبی همسر	**395/0-	001/0
توافق زناشویی	**843/0-	001/0
خرسندی زناشویی	**697/0-	001/0
انسجام زناشویی	**790/0-	001/0
دل‌بستگی ایمن	**811/0-	001/0
ناایمن دوسوگرای اضطرابی	**805/0	001/0
ناایمن اجتنابی	**574/0	001/0

^**520/35= F ؛677/0 =R² تعدیل شده ؛ 696/0=R² ؛ 834/0=R
^** معنادار در سطح 01/0

بر اساس جدول 5 نتایج نشان داد که 6/69 درصد از واریانس نگرش به خیانت زناشویی بر اساس رفتار دلبستگی در روابط زناشویی در زنان متاهل تبیین شود. نتایج تحلیل واریانس یک راهه نشان داد که مقدار F به دست آمده برابر 520/35 است که در سطح آلفای کوچکتر از 05/0 معنی‌دار است که نشان می‌دهد رفتار دلبستگی در روابط زناشویی در زنان متاهل می‌توانند تغییرات مربوط به نگرش به خیانت زناشویی را به خوبی تبیین کنند و نشان دهنده مناسب بودن مدل رگرسیونی ارائه شده است. همچنین نتایج ضرایب استاندارد و غیر استاندارد تحلیل رگرسیون همزمان نشان داد که دسترسی‌پذیری خود (05/0P< و 865/0- =β)، پاسخگویی خود (05/0P< و 164/0- =β)، همدم‌طلبی خود (05/0P< و 150/0- =β)، دسترسی پذیری همسر(05/0P< و 178/0- =β)، پاسخگویی همسر(05/0P< و 240/0- =β) و همدم‌طلبی همسر (05/0P< و 272/0- =β) می‌توانند نگرش به خیانت زناشویی در زنان متاهل را پیش‌بینی کنند. در ادامه برای پیش‌بینی نگرش به خیانت زناشویی بر اساس کیفیت روابط زناشویی در زنان متاهل از رگرسیون چندمتغیره به روش همزمان استفاده شده است که نتایج در جدول 6 آمده است.
 

جدول 5. نتایج تحلیل رگرسیون چندمتغیره به روش هم‌زمان برای پیش‌بینی نگرش به خیانت زناشویی بر اساس ابعاد رفتار دل‌بستگی در روابط زناشویی در زنان متأهل

متغیرهای پیش‌بین	ضرایب غیراستاندارد		ضرایب استاندارد	t	معناداری
	B	خطای استاندارد	ضریب بتا (β)
ثابت (Constant)	574/60	178/3	-	062/19	001/0
دسترسی‌پذیری خود	233/7-	888/0	865/0-	142/8-	001/0
پاسخگویی خود	461/3-	178/0	164/0-	241/3-	008/0
همدم‌طلبی خود	462/2-	730/0	150/0-	633/3-	009/0
دسترسی‌پذیری همسر	832/2-	312/0	178/0-	634/5-	008/0
پاسخگویی همسر	796/2-	869/0	240/0-	218/3-	002/0
همدم‌طلبی همسر	014/2-	732/0	272/0-	751/2-	007/0

^**099/172= F ؛667/0 =R² تعدیل شده ؛ 669/0=R² ؛ 818/0=R
^** معنادار در سطح 01/0

بر اساس جدول 6 نتایج نشان داد که 9/66 درصد از واریانس نگرش به خیانت زناشویی بر اساس کیفیت روابط زناشویی در زنان متاهل تبیین شود. نتایج تحلیل واریانس یک راهه نشان داد که مقدار F به دست آمده برابر 099/172 است که در سطح آلفای کوچکتر از 05/0 معنی‌دار است که نشان می‌دهد کیفیت روابط زناشویی در زنان متاهل می‌توانند تغییرات مربوط به نگرش به خیانت زناشویی را به خوبی تبیین کنند و نشان دهنده مناسب بودن مدل رگرسیونی ارائه شده است. همچنین نتایج ضرایب استاندارد و غیر استاندارد تحلیل رگرسیون همزمان نشان داد که توافق زناشویی (05/0P< و 209/0- =β)، خرسندی زناشویی (05/0P< و 330/0- =β) و انسجام زناشویی (05/0P< و 552/0- =β) می‌توانند نگرش به خیانت زناشویی در زنان متاهل را پیش‌بینی کنند. در ادامه برای پیش‌بینی نگرش به خیانت زناشویی بر اساس سبک‏های دلبستگی در زنان متاهل از رگرسیون چندمتغیره به روش همزمان استفاده شده است که نتایج در جدول 7 آمده است.
 

جدول 6. نتایج تحلیل رگرسیون چندمتغیره به روش هم‌زمان برای پیش‌بینی نگرش به خیانت زناشویی بر اساس ابعاد کیفیت روابط زناشویی در زنان متأهل

متغیرهای پیش‌بین	ضرایب غیراستاندارد		ضرایب استاندارد	t	معناداری
	B	خطای استاندارد	ضریب بتا (β)
ثابت (Constant)	420/106	7053	-	723/28	001/0
توافق زناشویی	790/1-	487/0	209/0-	621/2-	008/0
خرسندی زناشویی	231/1-	402/0	330/0-	068/3-	003/0
انسجام زناشویی	154/2-	249/0	552/0-	655/8-	00/0

^**004/84= F ؛716/0 =R² تعدیل شده ؛ 724/0=R² ؛ 851/0=R
^** معنادار در سطح 01/0

بر اساس جدول 7 نتایج نشان داد که 4/72 درصد از واریانس نگرش به خیانت زناشویی بر اساس سبک‌های دلبستگی در زنان متاهل تبیین شود. نتایج تحلیل واریانس یک راهه نشان داد که مقدار F به دست آمده برابر 004/84 است که در سطح آلفای کوچکتر از 05/0 معنی‌دار است که نشان می‌دهد سبک‌های دلبستگی در زنان متاهل می‌توانند تغییرات مربوط به نگرش به خیانت زناشویی را به خوبی تبیین کنند و نشان دهنده مناسب بودن مدل رگرسیونی ارائه شده است. همچنین نتایج ضرایب استاندارد و غیر استاندارد تحلیل رگرسیون همزمان نشان داد که دلبستگی ایمن (05/0P< و 530/0- =β)، دلبستگی ناایمن دوسوگرای اضطرابی (05/0P< و 446/0=β) و دلبستگی ناایمن اجتنابی (05/0P< و 114/0=β) می‌توانند نگرش به خیانت زناشویی در زنان متاهل را پیش‌بینی کنند.
 

جدول 7. نتایج تحلیل رگرسیون چندمتغیره به روش هم‌زمان برای پیش‌بینی نگرش به خیانت زناشویی بر اساس ابعاد دل‌بستگی در زنان متأهل

متغیرهای پیش‌بین	ضرایب غیراستاندارد		ضرایب استاندارد	t	معناداری
	B	خطای استاندارد	ضریب بتا (β)
ثابت (Constant)	466/38	339/9	-	119/4	001/0
دل‌بستگی ایمن	555/1-	307/0	446/0-	067/5-	001/0
ناایمن دوسوگرای اضطرابی	390/1	293/0	530/0	740/4	001/0
ناایمن اجتنابی	403/1	285/0	114/0	414/1	006/0

بحث و نتیجه‌گیری

با توجه به آنچه از تحلیل آماری داده‌ها به دست آمد می‌توان گفت رفتار دل‌بستگی در روابط زناشویی، کیفیت روابط زناشویی و سبک‌های دل‌بستگی قدرت پیش‏بینی نگرش به خیانت زناشویی را دارا هستند. این نتیجه با نتایج تحقیقات کمالی، عامری، خسروی و رمضانی (2018)، ایگنات (2018) و باربارو و همکاران^[33] (2017) همسویی و همخوانی دارد. در تبیین این نتیجه‌ی به‌دست‌آمده نیز می‌توان گفت بر اساس نظریه‌ی دل‌بستگی در بزرگسالان، همسر نگاره‌ی اصلی دل‌بستگی و مهم‌ترین امنیت و آسودگی است. در روابط آشفته، در دسترس نبودن و ناپاسخگویی همسران به نیازهای یکدیگر منجر به ناسازش یافتگی و آشفتگی می‌‌شود. بر پایه‌ی دل‌بستگی، زن و شوهرهایی که به علائم دل‌بستگی ناایمن همسر، به‌گونه‌ای فراخور و حساس پاسخ دهند، مایه‌ی گسترش احساس امنیت بیشتر در همسران خود می‌شوند. نقش دل‌بستگی در شرایط تنش‌زا برای ساماندهی هیجان‌ها و الگوهای میان فردی بسیار سازنده است (هانتر و ماندر^[34]، 2015). بر اساس دسترسی‌پذیری، پاسخگویی و همدم‌طلبی در زندگی زناشویی، شریک زندگی می‌تواند به فردی حامی و محافظت‌کننده تبدیل شود و عضو دیگر یعنی همسر یا شوهر در زندگی احساس آرامش و تسکین‌دهنده کند که این امر می‌تواند نیازهای روانی، عاطفی و جنسی زوجین را در کانون خانواده تقاضا و برآورده سازد. بر این اساس منطقی به نظر می‌رسد که رفتار دل‌بستگی در روابط زناشویی نقش تبیین‌کننده‌ای در نگرش به خیانت زناشویی زنان متأهل دارد.
از طرفی در تبیین نقش پیش‌بینی‌کننده‌ی کیفیت روابط زناشویی بر نگرش به خیانت زناشویی در زنان متأهل می‌توان گفت که کیفیت روابط زناشویی مفهومی چندبعدی و شامل ابعاد گوناگون روابط زوجین مانند سازگاری، رضایت، شادی، انسجام و تعهد است. ابراز رضایت بالا از رابطه، داشتن نگرش‌های مثبت به همسر و سطوح پایین خصومت و رفتارهای منفی، نشان‌دهنده‌ی کیفیت مطلوب زناشویی است. کیفیت روابط در زنان متأهل، به‌ویژه رضایت از زندگی جنسی در طول سال‌های ازدواج می‌تواند یکی از تعیین‌کننده‌های مهم برای دستیابی به یک زندگی زناشویی پایدار باشد (کائو، ژائو، فین، لی^[35] و فانگ، 2018). بنابر این می‌توان گفت احتمال اینکه زنان متأهلی که در زندگی خود از رضایت، توافق و انسجام زناشویی بالاتری نسبت به سایر زنان برخوردار هستند، نگرش مثبتی به خیانت زناشویی داشته باشد خیلی پایین‌تر است.
همچنین در تبیین نقش پیش‌بینی‌کننده‌ی سبک‌های دل‌بستگی بر نگرش به خیانت زناشویی در زنان متأهل می‌توان گفت که افراد با دل‌بستگی ناایمن نگرش سهل‌تری نسبت به خیانت زناشویی دارند و همچنین توجه سوگیرانه‌ی بیشتری به همسران جایگزین جذاب دارند. آن‌ها با شرکای جدید روابط مثبت‌تری را برقرار می‏کنند و زمان بیشتری را درگیر خیانت زناشویی هستند (دیوال و همکاران^[36]، 2011).
در پژوهش حاضر گروه نمونه، دانشجویان دانشگاه آزاد واحد الکترونیک را شامل می‌شد که این امر تعمیم نتایج را به دیگر گروه‌ها و جوامع دیگر را دشوار می‌سازد. پیشنهاد می‌شود پژوهش‌های مشابه در دیگر شهرها و فرهنگ‏های دیگر برای شناخت عوامل مؤثر بر نگرش به خیانت زناشویی بر روی زنان متأهل اجرا شود. همچنین با توجه به نقش سبک‌های دل‌بستگی در نگرش به خیانت زناشویی پیشنهاد می‏شود در سیستم‌های آموزشی جهت اصلاح و تغییر سبک‌های دل‌بستگی ناایمن، برنامه‌های آموزشی تدوین شود، چون‌که تغییرات و اصلاح هرچه سریع‌تر آغاز شود تأثیر بیشتری خواهد داشت. با برگزاری کارگاه‌های پیش از ازدواج، به مباحثی با هدف شناخت نشانه‌های دال بر دارا بودن سبک‌های دل‌بستگی ناایمن پرداخته شود. همچنین با توجه به تأثیر بسیار قوی شیوه‌ی تربیت والدین در شکل‌گیری سبک‌های دل‌بستگی ناایمن لازم است برنامه‌ریزی جامعی در راستای آموزش زوجین قبل از والد شدن در جهت یادگیری صحیح تربیتی و تعامل مناسب با فرزند صورت پذیرد تا با پیشگیری به‌هنگام و کم‌هزینه از شکل‌گیری آسیب‌های روان‌شناختی در آینده مانند خیانت زناشویی جلوگیری گردد.
 

References

Ajam, E. (2016). Effect of direct and indirect educations of satellite on marital conflict and attitude to infidelity. Journal of Islamic and psychology studies, 10(18), 121-142.

Barbaro, N., Sela, Y., Atari, M., Shackelford, T. K., & Zeigler-Hill, V. (2017). Romantic attachment and mate retention behavior: The mediating role of perceived risk of partner infidelity. Journal of Social and Personal Relationships, 0265407517749330. [DOI:10.1177/0265407517749330]

Bodenmann, G., and Cina, A. (2005). Stress and coping among stablesatisfied, stable distressed and separated/divorced Swiss couples: a 5-years prospective longitudinal study. J. Divorce Remarr. 44, 71–89. [DOI:10.1300/J087v44n01_04]

Bradbury, T. N. ,  Fincham, F. D, Beach, H. S. R. (2000). Research on the Nature and Determinants of Marital Satisfaction: A Decade in Review. Journal of Marriage and the Family 62, 964–980. [DOI:10.1111/j.1741-3737.2000.00964.x]

Bulgan, G., & Ciftci, A. (2017). Psychological adaptation, marital satisfaction, and academic self-efficacy of international students. Journal of International Students, 7(3), 687-702.

Busby, D. M., Christensen, C., Crane, D. R., & Larson, J. H. (1995). A revision of the Dyadic Adjustment Scale for use with distressed and nondistressed couples: Construct hierarchy and multidimensional scales. Journal of Marital and family Therapy, 21(3), 289-308. [DOI:10.1111/j.1752-0606.1995.tb00163.x]

Cao, H., Zhou, N., Fine, M. A., Li, X., & Fang, X. (2018). Sexual Satisfaction and Marital Satisfaction During the Early Years of Chinese Marriage: A Three-Wave, Cross-Lagged, Actor–Partner Interdependence Model. The Journal of Sex Research, 1-17. [DOI:10.1080/00224499.2018.1463503] [PMid:29746180]

DeWall, C. N., Lambert, N. M., Slotter, E. B., Pond, R. S., Deckman, T., Finkel, E. J Fincham, F. D. (2011). So far away from one's partner, yet so close to romantic alternatives: Avoidant attachment, interest in alternatives, and infidelity. Journal of Personality and Social Psychology, 101, 1302-1316. [DOI:10.1037/a0025497] [PMid: 21967006]

EisaNejad, M., Alipour, A., Kalhori, S. (2017). Providing assessment balance of marital self-regulation in Iranian Society. Journal of family consulting and psychotherapy. 7(2), 126-147.

Hazen, C., & Shaver, P. (1987). Romantic love conceptualized as an attachment process. Journal of personality and social psychology, 52(3), 511-524. [DOI:10.1037/0022-3514.52.3. 511]

Hunter, J., & Maunder, R. (2015). Improving Patient Treatment with Attachment Theory: A Guide for Primary Care Practitioners and Specialists. Springer. [DOI:10.1007/978-3-319-23300-0]

Ignat, R. (2018). 704 Infidelity, impulsivity, attachment and distorted cognitions. The Journal of Sexual Medicine, 15(7), S401. [DOI:10.1016/j.jsxm.2018.04.612]

Johnson, S. M. (2003). Attachment theory: A guide for couple's therapy. In S. M. Johnson & V. Whiffen (Eds.), Attachment processes in couples and Families (pp. 103-123). New York: Guilford.

Jones, J. D., Fraley, R. C., Ehrlich, K. B., Stern, J. A., Lejuez, C. W., Shaver, P. R., & Cassidy, J. (2018). Stability of attachment style in adolescence: An empirical test of alternative developmental processes. Child development, 89(3), 871-880. [DOI: 10.1111/cdev.12775] [PMid:28301042] [PMCid:PMC5600628]

Karami, J., Zaki, Y., Mohamadi, A., Haghshenas, Sh. (2014). Role of mental and social factors in forecasting attitude to infidelity in married women and presenting a model based on related factors. Journal of social and psychological studies of women. 13 (3), 129-152.

Kamail, S., Ameri, F., Khosravi, Z., Ramezani, M. (2018). Lived experienced of meta-marital relationship in spouse: phenomenological study. Journal of family research, 14 (43), 95-112.

Locke, H. J., & Wallace, K. M. (1959). Short marital-adjustment and prediction tests: Their reliability and validity. Marriage and family living, 21(3), 251-255. [DOI:10.2307/348022]

Movahedi, M., Karimi, K. (2014). Study of marital relationship satisfaction, intimacy and quality of marital relationship in spouses. Journal of family consulting and psychotherapy, 4(4), 633-653.

Rasouli, R., Babai, M., Davarnia, R. (2018). Evaluating psychometric properties of short scale of accessibility, responsiveness and companionship. Journal of medical science Zanko, 19(62), 1-17.

Ruhlmann, L. M., Gallus, K. L., & Durtschi, J. A. (2018). Exploring relationship satisfaction and attachment behaviors in single-and dual-trauma couples: A pilot study. Traumatology, 24(1), 27. [DOI:10.1037/trm0000129]

Sandberg, J. G., Busby, D. M., Johnson, S. M., & Yoshida, K. (2012). The brief accessibility, responsiveness, and engagement (BARE) scale: A tool for measuring attachment behavior in couple relationships. Family Process, 51(4), 512-526. [DOI:10.1111/j.1545-5300.2012.01422.x] [PMid: 23230982]

Savari, K., TalaeiZade, M. (2015). Comparison infidelity and emotional intelligence of divorced and normal people of Ahvaz City. Journal of clinical psychology achievements. 1(2), 67-82.

Sesemann, E. M., Kruse, J., Gardner, B. C., Broadbent, C. L., & Spencer, T. A. (2017). Observed attachment and self-report affect within romantic relationships. Journal of couple & Relationship Therapy, 16(2), 102-121. [DOI:10.1080/ 15332691.2016.1238794]

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.

Umemura, T., Lacinová, L., Kotrčová, K., & Fraley, R. C. (2018). Similarities and differences regarding changes in attachment preferences and attachment styles in relation to romantic relationship length: longitudinal and concurrent analyses. Attachment & human development, 20(2), 135-159. [DOI:10.1080/14616734. 2017.1383488] [PMid:28959920]

Whatley, M. (2008). Attitudes toward infidelity scale. Journal Social Psychology, 133(1), 547-51. [DOI:10.1080/00224 545.1993.9712180]

Wilson, K. L., Charker, J., Lizzio, A., Halford, K., & Kimlin, S. (2005). Assessing how much couples work at their relationship: the behavioral self-regulation for effective relationships scale. Journal of Family Psychology, 19(3), 385. [DOI:10.1037/0893-3200.19.3.385] [PMid: 16221019]

---

[1]. Ruhlmann, Gallus & Durtschi

[2]. Ignat

[3]. accessibility

[4]. responsiveness

[5]. Johnson

[6]. Min

[7]. dyadic consensus

[8]. dyadic satisfaction

[9]. dyadic cohesion

[10]. Bradbury, Fincham & Beach

[11]. Bodenmann & Cina

[12]. anxious ambivalent insecure attachment style

[13]. avoidant insecure attachment style

[14]. Umemura, Lacinová, Kotrčová & Fraley

[15]. Attitudes toward Infidelity Scale (ATIS)

[16]. Whatley

[17]. Toplu & et.al

[18]. Sandberg & et.al

[19]. Revised Dyadic Adjustment Scale

[20]. Busby & et.al

[21]. Behavioral Self-Regulation for Effective Relationships Scale (BSRERS)

[22]. Wilson & et.al

[23]. Short marital-adjustment and prediction tests

[24]. Lock–Wallace

[25]. Bulgan & Ciftci

[26]. Attachment Styles questionnaire

[27]. Hazen & Shaver

[28]. Jones & et.al

[29]. Durbin-Watson

[30]. multicollinearity

[31]. Tolerance

[32]. variance inflation factor  (VIF)

[33]. Barbaro & et.al

[34]. Hunter & Maunder

[35]. Cao, Zhou, Fine, Li & Fang

[36]. DeWall, & et.al