دوره 14، شماره 2 - ( 11-1398 )                   جلد 14 شماره 2 صفحات 73-82 | برگشت به فهرست نسخه ها


XML English Abstract Print


1- دانشجوی ارشد روان‌شناسی بالینی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران جنوب، ایران ، St_f_naghash@azad.ac.ir
2- استادیار گروه روان‌شناسی بالینی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران جنوب، ایران
متن کامل [PDF 1092 kb]   (322 دریافت)     |   چکیده (HTML)  (849 مشاهده)
متن کامل:   (145 مشاهده)
 
 مقدمه
در طول دهه­های گذشته، پژوهش­های زیادی در مورد باورهای خرافی[1] انجام شده است که روشن می­سازد، خرافه صرفاً وسیله­ای برای تفسیر افسانه نیست و فراتر از آن، برای دستیابی به انواع مزایای احساسی و اجتماعی مورد استفاده قرار می­گیرد و به‌طور قابل‌توجهی بر تصمیم­های روزمره و رفتار افراد تأثیر می­گذارد. باور به چشم‌زخم، خرافه­ای گسترده در جوامع کشاورزی و روستایی که تمایل دارند سطوح بالایی از نابرابری ثروت مادی و اقتصاد معیشتی آسیب‌پذیر را حفظ کنند، نقش مهمی ایفا می­کند (گرشمان، ۲۰۱۵).
بیشترین مراجعات در مواردی مانند مشکلات بارداری، زایمان، سقط، مرده­زایی یا درد اعضا، نشان می­دهد که باورهای خرافی در مورد سلامتی و بیماری افراد نیز تأثیر دارد (شاهسواری و بیات، 2012). خشونت شدید، آدم‌ربایی، تجاوز و استثمار جنسی کودکان و ازدواج فرزند مبتنی بر فرقه که توسط افراد مختلف و گروه­های توطئه­گر در جمهوری دموکراتیک کنگو از طریق طلسم و باورهای خرافی انجام شده است (کاشروا و تویکریز، ۲۰۱۸) نشان می­دهد تا زمانی که تفاوت خاصی بین باورهای خرافی و ارزش­های احساسی و واقعیت درک نشود، ممکن نیست بهبود واقعی دیده شود، چراکه با افزایش منطق و عقل سلیم، ممکن است که در باورهای خرافی تأثیر دیده شود (بارت، 2000لذا درک این پدیده، پدیده­ای نه محدود به مردمان سرزمین‌های دور، بلکه مربوط به همه‌ی­ آدمیان، کوشش ارزنده­ای است.
 کمپبل[2] (1996 نقل از دلاکریس و گیلارد، 2008)، خرافه را یک پیوند علّی اشتباه بین دو واقعیت مستقل می­داند که از دیدگاه منطقی هیچ ارتباطی با یکدیگر ندارند. این علّیت غلط، پایه­ای برای بسیاری از خرافات است. از طرفی نقطه‌ی شروع باورهای خرافی، ترس و اضطراب است و آنچه باورهای خرافی را تداوم می­بخشد بهبود ترس و اضطراب است. افراد هنگام تصمیم­گیری، خود را در معرض خطر می­دانند تا جایی که فکر می­کنند، باورهای خرافی به نفع آن‌هاست (ژانگ، 2012). عدم اطمینان در مورد نتایج آینده و حس نیاز انسان به مهار خود و جهان به شکلی منظم و قابل پیش­بینی، تعیین­کننده‌ی مهم و منشأ خرافه است و منجر به مهارگری و تعامل در رفتار خرافی می­شود. هنگامی‌که احساس مهار خود با تهدید واقعی (مانند از دست دادن یکی از عزیزان، تحمل یک فاجعه‌ی طبیعی و غیره) کاهش یابد، ناراحتی و اضطراب تجربه‌شده، به‌وسیله‌ی منابع بیرونی به احساس مهار خود باز می­گردد. اقدامات تکراری که سبب افزایش احساس مهارگری شخصی می­شوند، منجر به باورهای خرافی میگردند (اسپیرز، ۲۰۱۳).
راتر[3] (۱۹۵۴، نقل از شولتز و شولتز، 2013) تجربه‌ی درجه­ای از احساس مهارگری که هر فرد گزارش می­دهد را با دو موضع درونی و بیرونی از مفهوم مسندمهارگری[4] مشخص کرد. بدین ترتیب که افراد با مسندمهارگری درونی، بر این باورند که رویدادها محصول رفتار خود هستند و افراد با مسندمهارگری بیرونی بر این باورند که رویدادها محصول شانس یا نفوذ دیگران به‌طور خاص هستند. از طرفی الگوهای رفتاری یا فرایندهای فکری نابهنجار[5] یا سازش­نایافته و هرگونه انحراف از کنش بهنجار که شاخص اختلال بدنی یا روانی است، مجموعه علائمی به شمار می­آیند که نشانه­های مرضی[6] نامیده می­شوند (انجمن روان­شناسی آمریکا، 2012). امروزه نشانه­های مرضی تنها به‌منزله‌ی علامت بیماری که ناشی از ضایعه‌ی عضوی و نارسا­کنش­وری فیزیولوژی است تلقی نمی­شوند بلکه رفتارهایی معنادار هستند که معنای آن را باید در روابط کنونی فرد با محیط، با خود و در تعارض‌های درونی­شده­ای که به‌صورت ساخت[7] سازمان یافته­اند، جستجو کرد (دادستان، 2013).
شناخت نشانه­های مرضی می­تواند به‌منظور ارزیابی مقدار شیوع آشفتگی­های روان‌شناختی، تعیین روند تحول آن‌ها و تحول فرضیه‌های سبب­شناختی به‌کار رود (کانینو، برد، روبی، استیپس و براو، 1995). به‌طورکلی اگر خرافات را حاصل اشتباه و راهی برای مهار ترس، ناامنی و اضطراب بدانیم، سؤال پژوهش حاضر این است آیا مسندمهارگری و نشانه‌های مرضــی با باورهای خرافــی رابطه دارند؟

روش
طرح پژوهشی
طرح پژوهشی مطالعه‌ی حاضر توصیفی از نوع همبستگی بود.

شرکت‌کنندگان
جامعه‌ی آماری در این پژوهش زنان عضو در سرای محله­های مختلف تهران بودند که پس از هماهنگی با مسئولان محترم سراهای هر محله و علاقه‌ی افراد در این پژوهش شرکت نمودند. حجم نمونه 220 نفر بر اساس روش تعیین حجم نمونه‌ی استیونز (1996 نقل شوماکر و لومکس، 2009) برآورد ­شد. روش نمونه­برداری خوشه­ای و سپس دردسترس بود. توزیع جمعیت‌شناختی گروه نمونه در جدول 1 آمده است. میانگین سنی زنان در گروه نمونه برابر 35/32 با انحراف استاندارد 124/4 بود که در دامنه‌ی سنی 23 تا 45 سال قرار داشتند. مشخصات وضعیت تحصیلی و تأهل گروه نمونه به تفکیک شغل در جدول 1 آمده است.

ابزارهای سنجش
مقیاس درونی بودن، افراد قدرتمند و شانس[8]: لونسون[9] (۱۹۷۳) به‌منظور مشخص کردن نوع مسندمهارگری در بزرگ‌سالان با سه زیرمقیاس: ۱) درونی شامل ۸ گویه، باور افراد نسبت به مهار زندگی توسط خود، ۲) افراد قدرتمند شامل ۸ گویه، باورهای فرد نسبت به مهار پیامدهای زندگی توسط افراد قدرتمند، ۳) شانس، شامل ۸ گویه، باورهای فرد نسبت به مهار زندگی به‌وسیله شانس و تصادف را اندازه‌گیری کرد (فتحی آشتیانی،2014). اﻳﻦ آزمون ﺣـﺎوی 24 گویه در طیف ۶ درجه­ای لیکرت از بسیار موافقم تا بسیار مخالفم، با نمره‌ی ۳+ (بسیار موافق)، ۲+ (تا حدی موافـــق)، ۱+ (اندکی موافـــق)، ۱- (اندکی مخالف)، ۲- (تا حدی مخالف) و ۳- (بسیار مخالف)، در سه زیرمقیاس درونی بودن، شانس و افراد قدرتمند است.
 لونسون (1973) ضریب پایایی کودر- ریچاردسون را برای هر یک از مقیاس­ها، ۵/۰، ۶۱/۰، ۷۷/۰ گزارش کرده است. برآورد اعتبار از راه دونیمه کردن یا روش اسپیرمن - براون برای مقیاس­ها به ترتیب ۶۲/۰ و ۶۶/۰ و ۶۴/۰ و اعتبار به‌روش آزمون مجدد به فاصله‌ی یک هفته ۶۰/۰، ۶۳/۰ و ۷۹/۰ گزارش شده است (علیزاده، فراهانی، شهرآرای و علیزادگان، 2005). اعتبار ایرانی برای سه زیرمقیاس به ترتیب ۵۲/۰، ۷۱/۰ و ۶۸/۰ گزارش شد. روایی هم‌زمان در سه زیرمقیاس از طریق مقایسه با مقیاس درونی و بیرونی راتر و مقیاس تمایلات اجتماعی مارلو - کراون و مقیاس ۱۶ عاملی کتل به اثبات رسیده است. در پژوهش حاضر، ضریب آلفای کرونباخ در زیرمقیاس درونی بودن 667/0، در زیرمقیاس وابسته به شانس بودن 817/0 و در زیرمقیاس وابسته به افراد قدرتمند 824/0 به‌دست آمد.
فهرست نشانه­های اختلال­های روانی[10]: دروگاتیس، ریکلز و راک در سال ۱۹۷۳ این ابزار را معرفی و بر اساس تحلیل­های روان‌سنجی و تجربه­های بالینی مورد تجدیدنظر قرار دادند و سرانجام در سال ۱۹۷۶ نهایی شد (دروگاتیس، ریکلز و راک، 1976). این ابزار جهت ارزشیابی نشانه­های مرضی که به‌وسیله‌ی آزمودنی گزارش می­شود به‌کار می­رود که اولین بار برای نشان دادن جنبه­های روان‌شناختی بیماران جسمی و روانی طرح­ریزی شد و با استفاده از آن می­توان افراد بیمار را از افراد سالم تشخیص داد. این ابزار شامل ۹۰ سؤال برای ارزیابی نشانه­های مرضی است و با استفاده از آن می­توان افراد سالم را از بیمار تشخیص داد. هر یک از سؤال‌ها در طیف ۵ درجه­ای لیکرت از نمره‌ی صفر (هیچ) تا چهار (به‌شدت) سنجیده شده ­است. نمره­های به‌دست‌آمده بیانگر ۹ بُعد از نشانه­های بیماری شامل بدنی‌سازی، وسواس - بی­اختیاری، حساسیت در روابط متقابل، افسردگی، اضطراب، پرخاشگری، هراس، افکار پارانوییدی، روان گسسته­گرایی و ۳ شاخص کلی شامل شاخص شدت کلی، شاخص ناراحتی نشانه­های مثبت و جمع نشانه­های مثبت است.
دروگاتیس، ریکلز و راک (۱۹۷۶) اعتبار درونی این آزمون را با استفاده از ضریب آلفا، برای افسردگی ۹۵/۰ و کمترین برای روان‌گسسته‌گرایی ۷۷/۰ گزارش کردند. در محاسبه‌ی اعتبار به‌شیوه‌ی بازآزمایی داﻣﻨـﻪ‌ی ﺿـﺮایﺐ ﻫﻤﺒﺴﺘﮕﯽ، ﺑﺎزآزﻣﺎیﯽ زیﺮﻣﻘﯿﺎس­های آزمون بین ۷۸/۰ تا ۹۰/۰ به‌دست آمده است. این ابزار ﻫﻤﺴﺎﻧﯽ درونی ﺿﺮیﺐ آﻟﻔﺎی ﮐﺮوﻧﺒﺎخ ﺑﺎﻻیﯽ را ﻫﻢ ﺑﺮای زیﺮﻣﻘﯿﺎس­ﻫﺎی آزﻣـﻮن (۹۲/۰ ﺗـا ۷۵/۰) و ﻫـﻢ ﺑـﺮای شـﺎﺧﺺ ﮐﻠـﯽ نشانه­های ﻣﺮﺿـﯽ نشان می­دهد. در مورد روایی ابزار، پژوهش­ها بیشترین همبستگی را برای بُعد افسردگی، ۷۳/۰ و کمترین را برای بُعد هراس، ۳۶/۰ گزارش کرده‌اند. نتایج پژوهش­های میرزایی (1980) و رضاپور (1997) حاکی از روایی و اعتبار مناسب به‌روش بازآزمایی این ابزار در جمعیت ایرانی است (فتحی آشتیانی، 2014). در پژوهش حاضر، ضرایب آلفای کرونباخ برای ابعاد افسردگی 893/0، اضطراب 832/0، بدنی­سازی 881/0، وسواس - ­بی­اختیاری 803/0، حساسیت در روابط متقابل 762/0، پرخاشگری 801/0، افکار پارانوییدی 747/0، هراس 785/0 و روان‌گسسته­گرایی 831/0 به‌دست آمد.
اندازه‌ی بازخوردهای مرتبط با باورهای خرافی[11]: آکار (۲۰۱۴) نسخه‌ی ترکیبی مقیاس اندازه­گیری رگه­های خرافی[12] (دلاکریس و گیلارد، ۲۰۰۸) و مقیاس باور خرافی بازنگری شده[13] توباک[14] در سال ۲۰۰۴ را نهایی و برای اندازه­گیری باورهای خرافی استفاده کرد. این ابزار شامل ۲۳ گویه برای ارزیابی باورهای خرافی است و با استفاده از آن می­توان افراد خرافی را از غیر خرافی تشخیص داد. هر یک ازگویه­ها در طیف ۵ درجه­ای لیکرت از به‌شدت مخالف، مخالف، بی­نظر، موافق و کاملاً موافق سنجیده می­شود و شامل ۱۱ گویه‌ی مثبت و ۱۲ گویه‌ی منفی است. برای گویه­های مثبت پاسخ­های به‌شدت مخالف؛ نمره‌ی 1، مخالف؛ نمره‌ی 2، بی‌نظر؛ نمره‌ی 3، موافق؛ نمره‌ی 4 و کاملاً موافق؛ نمره‌ی 5 منظور می­شود. برای گویه­های منفی، پاسخ­های به‌شدت مخالف؛ نمره‌ی 5، مخالف؛ نمره‌ی 4، بی‌نظر؛ نمره‌ی 3، موافق؛ نمره‌ی 2 و کاملاً مخالف؛ نمره‌ی 1 منظور می­شود.
اعتبار درونی با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ، ۹۴/۰ گزارش شده ­است. توان مقیاس، آزمون شده است و با تحلیل عاملی قابلیت اعتبار 23 گویه، بالا و شواهد به‌دست‌آمده در رابطه با اعتبار سازه، مناسب هستند. ضریب اطمینان آلفای کرونباخ که انسجام داخلی 23 گویه را به‌دست می‌دهد، ۸۲۴/۰ محاسبه شده که نشان از روایی مقیاس دارد و روایی هم‌زمان یا تقارنی از طریق مقایسه با مقیاس اعتقادات خرافی[15] (آرسلان، ۲۰۱۰) به اثبات رسیده است (آکار، ۲۰۱۴). در پژوهش حاضر، ضریب آلفای کرونباخ برای متغیر باورهای خرافی 776/0 به‌دست آمد.

روند اجرای پژوهش
با هماهنگی لازم و کسب اجازه از مسئولان محترم سراهای محله و با توضیح در مورد اهداف پژوهش و روش پاسخ‌دهی به سؤالات، شرکت­کنندگان علاقه‌مند، به شرکت در پژوهش دعوت شدند.

نتایج
نتایج حاصل از اجرای اندازه‌ی بازخوردهای مرتبط با باورهای خرافی، مقیاس درونی بودن، افراد قدرتمند و شانس و فهرست نشانه‌های اختلال­های روانی (افسردگی، اضطراب، بدنی‌سازی، وسواس- بی اختیاری، حساسیت در روابط متقابل، پرخاشگری، افکار پارانوییدی، هراس و روان‌گسسته‌گرایی) بین 220 نفر از زنان عضو سرای محله‌های تهران به‌صورت میانگین، انحراف استاندارد، کمینه و بیشینه‌ی همراه با کجی و کشیدگی توزیع نمره­های هر متغیر در جدول 2 به نمایش در آمده است.

تحلیل داده­ها در سطح توصیفی با محاسبه‌ی میانگین و انحراف استاندارد و در سطح استنباطی با محاسبه‌ی ضریب همبستگی و تحلیل رگرسیون چند‌متغیری انجام شدند. توزیع داده­ها بهنجار و هیچ‌یک از متغیرهای پژوهش انحراف جدی از توزیع بهنجار نداشتند. به‌منظور بررسی رابطه‌ی باورهای خرافی با مسند­مهارگری (درونی بودن، وابسته به شانس بودن و وابسته به افراد قدرتمند بودن) و نشانههای مرضــــــی (افسردگــــی، اضطراب، بدنی‌ســـــازی، وسواس- بی‌اختیاری، حساسیت در روابط متقابل، پرخاشگری، افکار پارانوییدی، هراس و روان‌گسسته‌گرایی) در گروه نمونه‌ی آزمون همبستگی گشتاوری پیرسون اجرا شد. پیش از اجرای آزمون همبستگی گشتاوری پیرسون مفروضه‌های آن بررسی شده است. با اطمینان از برقراری مفروضه­های آزمون همبستگی پیرسون، جهت آزمون فرضیه­های پژوهش و بررسی رابطه‌ی باورهای خرافی با مسندمهارگری و نشانههای مرضی این آزمون اجرا و نتایج حاصل از اجرای آن در جدول 3 منعکس شده است. نتایج آزمون همبستگی پیرسون در جدول 3 نشان می­دهد، بین باورهای خرافی با زیرمقیاس­های وابسته به شانس بودن (380/0=r و 001/0>P) و وابسته به افراد قدرتمند بودن (302/0= r و 001/0>P) از مسندمهارگری رابطه‌ی مثبت معنادار وجود دارد؛ اما باورهای خرافی با زیرمقیاس درونی بودن (011/0-= r و 05/0<P) از مسندمهارگری رابطه‌ی معنادار ندارد. بر اساس این یافته­ها فرضیه‌ی اول پژوهش «مسندمهارگری درونی با باورهای خرافی رابطه‌ی معکوس دارد» رد می­شود، اما فرضیه‌ی دوم پژوهش «مسندمهارگیری بیرونی با باورهای خرافی رابطه‌ی مستقیم دارد» تأیید می­شود.
افزون بر آن نتایج نشان می­دهند (جدول 3) بین باورهای خرافی با تمام ابعاد نشانه­های مرضی رابطه‌ی مثبت و معنادار دارد. بین باورهای خرافی با نشانه­های افسردگی (356/0=r و 001/0>P)، اضطراب (301/0= r و 001/0>P)، بدنی­سازی (292/0= r و 001/0>P)، وسواس بی­اختیاری (275/0= r و 001/0>P)، حساسیت در روابط متقابل (304/0= r و 001/0>P)، پرخاشگری (296/0= r و 001/0>P)، افکار پارانوییدی (333/0= r و 001/0>P)، هراس (209/0= r و 01/0>P) و روان‌گسسته­گرایی (263/0= r و 001/0>P) رابطه‌ی مثبت معنادار وجود دارد؛ بنابراین، رابطه‌ی مستقیم نشانه­های مرضی با باورهای خرافی دارند، فرضیه‌ی سوم پژوهش، بر اساس یافته‌های آزمون همبستگی پیرسون تأیید می‌شود. سپس به‌منظور بررسی نقش مسندمهارگری و نشانه­های مرضی در باورهای خرافی از آزمون رگرسیون چندگانه به‌صورت هم‌زمان استفاده شد.
نتایج آزمون تحلیل رگرسیون چندگانه‌ی استاندارد در جدول 4 نشان می­دهند زیرمقیاس وابسته به شانس بودن (661/3=t و 001/0>P) به‌صورت مثبت، سهم یگانه‌ی معناداری در تبیین باورهای خرافی دارند، اما زیرمقیاس­های درونی بودن (156/0-=t و 05/0<P) و وابسته به افراد قدرتمند بودن (247/0=t و 05/0<P) سهم یگانه‌ی معناداری در تبیین باورهای خرافی ندارند. افزون بر آن نتایج تحلیل رگرسیون چندگانه (جدول 4) نشان دادند زیرمقیاس وابسته به شانس بودن (059/0=R2) به‌تنهایی توانایی تبیین 6 درصد از واریانس باورهای خرافی را به‌صورت مثبت دارد. نتایج حاصل از آزمون تحلیل رگرسیون چندگانه در جدول 5 برای پیش­بینی باورهای خرافی با نشانه‌های مرضی (244/4=F و 001/0>P) معناداری مدل­ را تأیید می‌کنند. بر این اساس نشانه­های مرضی پیش­بینی کننده معناداری برای باورهای خرافی هستند. بر  اساس ضریب تعیین به‌دست‌آمده (R2) نشانه­های مرضی 15 درصد از واریانس باورهای خرافی را تبیین می‌کنند. نقش هر یک از نشانه­های مرضی در تبیین باورهای خرافی در جدول 5 نشان داده شده است.

نتایج آزمون تحلیل رگرسیون چندگانه‌ی استاندارد در جدول 5 نشان می­دهند نشانه­های افسردگی (272/2=t و 05/0>P) به‌صورت مثبت سهم یگانه و معناداری در تبیین باورهای خرافی دارند، اما سایر نشانه‌های مرضی سهم یگانه‌ی معناداری در تبیین باورهای خرافی ندارند. افزون بر آن نتایج تحلیل رگرسیون چندگانه (جدول 5) نشان داد نشانه­های افسردگی (0.024=R2) به‌تنهایی 2 درصد از واریانس باورهای خرافی را به‌صورت مثبت تبیین می­کند. این یافته­ها نشان دادند مسندمهارگری (تبیین 14 درصد) و نشانه­های مرضی (تبیین 15 درصد) توانایی پیش­بینی باورهای خرافی را دارند.
نقش هر یک از زیرمقیاس­های مسندمهارگری و نشانه­های مرضی در تبیین باورهای خرافی در جدول 6 بررسی شده است. نتایج نشان دادند مسندمهارگری به‌تنهایی 14 درصد و نشانه­های مرضی 15 درصد از واریانس باورهای خرافی را تبیین می­کنند. همچنین این دو متغیر (مسندمهارگری و نشانه­های مرضی) به‌صورت هم‌زمان توانایی تبیین 22 درصد از واریانس باورهای خرافی را دارند. این یافته­ها فرضیه‌ی پژوهش مبنی بر این‌که مسندمهارگری و نشانه‌های مرضی می‌توانند باورهای خرافی را پیش‌بینی کنند را تأیید می­کنند.
بحث و نتیجه­گیری
هدف پژوهش حاضر، ارزیابی رابطه‌ی مسندمهارگری، نشانه‌های مرضی و باورهای خرافی بود. یافته­های پژوهش حاضر نشان دادند باورهای خرافی با زیرمقیاس درونی بودن از مسندمهارگری رابطه‌ی معنادار ندارند. بین باورهای خرافی و زیرمقیاس­های وابسته به شانس بودن و وابسته به افراد قدرتمند بودن از مسندمهارگری رابطه‌ی مستقیم وجود دارد و همچنین زیرمقیاس وابسته به شانس بودن به‌صورت مثبت سهم یگانه‌ی معناداری در تبیین باورهای خرافی دارد. بین باورهای خرافی با تمام ابعاد نشانه­های مرضی رابطه‌ی مستقیم و معنادار وجود دارد و همچنین نشانه­های افسردگی به‌صورت مثبت سهم یگانه و معناداری در تبیین باورهای خرافی دارد. با توجه به معنادار نبودن رابطه‌ی بین مسندمهارگری درونی و باورهای خرافی، فرضیه‌ی اول پژوهش رد شد و با توجه به تأیید رابطه‌ی مستقیم و معنادار بین مسندمهارگری بیرونی و باورهای خرافی و همچنین تأیید رابطه‌ی مستقیم و معنادار بین نشانه­های مرضی و باورهای خرافی، فرضیه­های دوم و سوم پژوهش تأیید شد.
افزون بر این، نتایج نشان دادند مسندمهارگری به‌تنهایی 14 درصد و زیرمقیاس وابسته به شانس بودن به‌صورت مثبت سهم یگانه‌‌ی معناداری در تبیین باورهای خرافی دارد، اما زیرمقیاس‌های درونی بودن و وابسته به افراد قدرتمند بودن سهم یگانه‌ی معناداری در تبیین باورهای خرافی ندارند. زیرمقیاس وابسته به شانس بودن به‌تنهایی توانایی تبیین 6 درصد از واریانس باورهای خرافی را به‌صورت مثبت دارد و نشانه­های مرضی به‌تنهایی 15 درصد از واریانس باورهای خرافی را تبیین می­کنند. همچنین این دو متغیر (مسندمهارگری و نشانه‌های مرضی) به‌صورت هم‌زمان توانایی تبیین 22 درصد از واریانس باورهای خرافی را دارند. یافته­ها، فرضیه‌ی پژوهش را مبنی بر این‌که مسندمهارگری و نشانه­های مرضی می‌توانند باورهای خرافی را پیش‌بینی کنند تأیید می­کنند.
به‌علاوه، یافته­های پژوهش حاضر نشان دادند که بین مسندمهارگری درونی با باورهای خرافی رابطه‌ی معنادار وجود ندارد. این یافته ضمن رد فرضیه‌ی اول، با نتیجه‌ی پژوهش­ (رایت[16] و اردل[17]، 2008) همسو است. در تبیین این یافته­ می­توان به نظریه‌ی مسندمهارگری راتر (۱۹۶۳، نقل از شولتز و شولتز، 2013) استناد کرد. ازآنجایی‌که مسندمهارگری درونی به ادراک فرد از توانایی خود برای مهار نتایج رویدادهای زندگی و به انتظار فرد از اینکه رفتار او وابسته به عوامل درونی مانند رفتار خود و خصوصیات شخصی خود اشاره دارد‌؛ لذا افرادی که دارای مسندمهارگری درونی هستند اعتقاد دارند که مهار کاملی بر زندگی خود داشته و مطابق با همین باور رفتار می­کنند.
دیگر یافته‌ی پژوهش حاضر نشان داد که بین باورهای خرافی و مسندمهارگری بیرونی رابطه‌ی مستقیم معناداری وجود دارد. همچنین زیرمقیاس وابسته به شانس بودن به‌صورت مثبت سهم یگانه‌ی معناداری در تبیین باورهای خرافی دارد. این یافته­ ضمن تأیید فرضیه‌ی دوم با نتایج پژوهش­های استنک و تیلور (2004برگر و لین (2005)، صلیبا (2011)، ساگون و کارولی (2014) و شریواستاو (2018) همسو است. در تبیین این یافته­ها به بیان فروید[18] (۱۹۰4، نقل از مای­لی و ربرتو، 2009) خرافات حاصل فرافکنی ساخت‌های شخصیت به جهان بیرون است که در ادراک حسی افراد تأثیر گذاشته و موجب نگرش افراد به جهان پیرامون می­شود. سبک دریافت اطلاعات و پردازش آن در حیطه‌ی شخصیت قرار دارد و گرایش‌های واکنشی یا رگه­های شخصیت، نحوه‌ی دریافت و پردازش اطلاعات را در افراد متمایز می­کند. مسندمهارگری به‌عنوان رگه‌ی شخصیت، گرایش واکنشی متفاوتی را در افراد ایجاد می­کند و می­توان تبیین کرد افراد با مسندمهارگری بیرونی گرایش به باور خرافی داشته و مسندمهارگری بیرونی پیش­بینی‌کننده‌ی باورهای خرافی است.
همچنین زیرمقیاس وابسته به شانس بودن به‌صورت مثبت سهم یگانه و معناداری در تبیین باورهای خرافی دارد. به بیان کمپبل (1996، نقل از دلاکریس، 2008) هر رویداد نتیجه‌ی ترکیبی از نیروهای قابل‌مهار و غیرقابل‌مهار است و منشأ خرافه، احساس نیاز افراد به مهار شخصی خود و جهان به شکلی منظم و قابل پیش‌بینی است. هنگامی‌که احساس مهار شخصی فرد، با تهدید واقعی شامل ناگهان از دست دادن یکی از عزیزان، تحمل فاجعه­ای طبیعی یا مشارکت در بازی­های وابسته به شانس تهدید شود، ناراحتی و اضطراب تجربه‌شده، به‌وسیله‌ی منابع بیرونی به احساس مهار خود بازمی‌گردد. در افراد خرافی، عدم اطمینان در مورد نتایج آینده و تمایل به مهار تعیین­کننده‌ی مهم خرافه است و منجر به تعامل در رفتار خرافی می­شود. لنگر[19] (۱۹۷۵، نقل از ساگون و کارولی، 2014) اظهار داشت که به‌طورکلی مردم تمایل دارند خود را به‌عنوان علت رویدادها ببینند حتی در شرایطی که آن‌ها بر رویداد تأثیر نمی­گذارند. افراد رفتار خرافی را انجام می­دهند تا شرایطی را تحت مهار قرار دهند که در حقیقت تحت مهار آن‌ها نیستند و بنابراین در چنین شرایطی مردم احتمالاً به توهم مهار و خرافه، بیشتر وابسته خواهند بود.
سرانجام، دیگر یافته‌ی­ پژوهش حاضر نشان داد که بین باورهای خرافی با تمام ابعاد نشانه­های مرضی رابطه‌ی مستقیم و معنادار وجود دارد. این یافته ضمن تأیید فرضیه‌ی سوم با نتایج پژوهش­ سیکا، نوارا و ساناوی (2002) همسو است. در تبیین این یافته­ها می‌توان به روی­آورد روان­پویشی استناد کرد که بر اساس آن پدیده‌های روانی، نتیجه‌ی تعارض نیروهای کشاننده­ای و عدم سازش‌پذیری یا عدم توانایی برقراری تعادل بین نیازهای کشاننده­ای و واقعیت است. فروید (۱۹۰۵ نقل از دادستان، 2013) نشانه­های مرضی را در­بر­گیرنده‌ی تعارض در فعالیت کشاننده­ای فرد و انتقال را بیان مستقیم امیال سرکوب‌شده دانست و بر این اساس نشانه­های مرضی و انتقال را ازلحاظ ماهیت یکسان و دارای مبنا و فرایند انحلال مشابهی دانست. فروید (۱۹۰4 نقل از مای­لی و ربرتو، 2008) باور خرافی را حاصل فرافکنی تعارض­ها، سرکوفتگی­ها و انگیزش­های درونی به جهان بیرونی می­داند که در ادراک­های حسی افراد تأثیر گذاشته و نقش اساسی در بنا کردن جهان پیرامون آنان دارد. افراد خرافی تعارض­ها، سرکوفتگی­ها و انگیزش­های درونی را به جهان بیرون فرافکنی کرده و انگیزش اَعمال تصادفی خود را در دنیای بیرون جستجو کرده، تصادف­ها و اتفاق­ها را خرافه­وار تعبیر می­کنند.
همچنین یافته­ها در پژوهش حاضر نشان داد، نشانه­های افسردگی به‌صورت مثبت سهم یگانه و معناداری در تبیین باورهای خرافی دارد که با نتایج پژوهش­های نجاد و پویا (۲۰۰۸) و کیم، الگرن و برنارد (۲۰۱۴) همسو است. در تبیین این یافته، مجموعه‌ی­ پیشینه‌ی روان­­شناسی شناختی، حول محور فرضیه­ای­ کلی است که برحسب آن، افراد افسرده دارای مشکلاتی در پردازش تجارب هستند. فکر افسرده در ساخت ­شناختی عمیقی ریشه دارد که به­صورت خطاهای منطقی آشکار می­شود و وجه مشترک این خطاها تفسیر بدبینانه‌ی­ تجربه­های زندگی است (رزنتال، 1966).
در خصوص محدودیت­های پژوهش حاضر می­توان اشاره کرد که جامعه‌ی آماری این پژوهش زنان عضو در سرای محله­های تهران در سه منطقه‌ی 1، 4 و 8 و در بازه‌ی سنی 23 تا 45 سال بودند و به‌این‌ترتیب در تعمیم نتایج به سایر جمعیت­ها و گروه­های سنی دیگر لازم است احتیاط شود. همچنین با توجه به ابزار پژوهش حاضر که از نوع خود­گزارش­دهی است و خطاهای خاص خود را داراست ازجمله ابهام در درک مفهوم سؤال­ها توسط آزمودنی­ها، لازم است در تعمیم نتایج احتیاط صورت پذیرد. با توجه به محدودیت­های اشاره‌شده، استفاده از روش نمونه­برداری تصادفی و روش مصاحبه و مشاهده همراه با آزمون می­تواند معایب و کاستی­ها را کاهش دهد. آموزش­های عمومی از طریق رسانه­های مردم­رس، همانند رادیو و تلویزیون می‌توانند در اصلاح باورهای غلط و ترویج تفکر انتقادی نقشی مثبت و اساسی داشته باشد و می­توان از این طریق با تغییر نگرش­های غلط برگرفته از فرهنگ به پویایی و رشد جامعه دست یافت.
همچنین با توجه به اینکه نشانه‌ی افسردگی سهم یگانه­ای در پیش­بینی باورهای خرافی داشت پیشنهاد می­شود به بررسی این بُعد از نشانه­های مرضی در افراد خرافی پرداخته و در صورت محرز شدن افسردگی، از طریق آموزش روش‌های شاد زیستن در جهت اصلاح باورهای خرافی افراد اقدام نمود. همچنین پیشنهاد می­شود در پژوهش­های آتی به‌منظور آگاهی از تأثیر باورهای خرافی بر سلامت افراد، نقش باورهای خرافی در شکل­گیری یا تشدید نشانه­های مرضی، مورد مطالعه و پژوهش قرار گیرد.
قدردانی: بر خود لازم می­دانیم تا از تمام بانوان عزیز، مسئولان محترم سراهای محله که در انجام این پژوهش مشارکت و همکاری داشتند، صمیمانه تشکر و قدردانی نماییم.
تعارض منافع: برحسب مدارک، در این مقاله هیچ‌گونه تعارض منافع از سوی نویسندگان گزارش نشده است.
حامی مالی: این مقاله برگرفته از پایان‌نامه کارشناسی ارشد نویسنده اول مقاله است.
 
Reference

Acar, T. (2014). The Struggle of Measurement of Attitudes Related to the Superstitious Beliefs. Journal of Education and Practice, 5(21), 222-1735.
Alizadeh, T., Farahani, M., Shahraray, M. & Alizadegan, Sh. (2005). The relationship between self-esteem and control source with infertility stress in infertile men and women. Journal of Fertility and Infertility, 194-204. [In Persian, 1384]
American Psychiatric Association (2014). Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (DSM-5). Translated by F. Reza'i, and others. Tehran: Arjmand Publications. [In Persian, 1393]
American Psychological Association (2012). Descriptive culture of the American Psychological Association. (APA) Editor G. R. R. Vandbus. Tehran: Aras Publications. [In Persian, 1391]
Arslan, M. (2010). Paranormal İnanc Olceğinin Turkce Versiyonunun Geliştirilmesi: Gecerlik ve Guvenirlik. Calışması, İ.Ü. İlahiyat Fakültesi Dergis, 1(2), 23–40.
Barrett, J. L. (2000). Exploring the Natural Foundations of Religion. Trends in Cognitive Science, 4 (1), 29-34. [DOI:10.1016/S1364-6613(99)01419-9]
Burger, J. M., & Lynn, A. L. (2005). Superstitious behavior among American and Japanese professional baseball players. Basic and Applied Social Psychology, 27, 71-76. [DOI:10.1207/ s15324834basp2701_7]
Canino, G., Bird, H. R., Rubio-Stipec, M., & Bravo, M. (1995). Child psychiatric epidemiology:What we have learned and what we need to learn. Int J Meth Psychiatr Res, 5(2), 79–92.
Dadsetan, P. (2013). Morbid psychology from childhood to adulthood. Tehran: Samt Publications. [In Persian, 1392]
Dadsetan, P. (2014) Excerpts from the largest systems of developmental psychology. Tehran Samt Publications. [In Persian, 1393]
Delacroix, E. & Guillard, V. (2008). Understanding, Defining and measuring the trait of superstition, Paris: Dauphine University.
Derogatis, L. R., Rickels, K., & Rock, A. (1976). The SCL-90 and the MMPI: A step in validation of a new self-report scale. Br J Psychiatry, 128, 280-9. [DOI:10.1192/bjp.128.3.280] [PMid:1252693]
Fathi Asaghiani, A. (2014). Psychological tests, personality evaluation and mental health. Tehran: Besat Publications. [In Persian, 1393]
Gershman, B. (2015). The economic origins of the evil eye belief. Journal of Economic Behavior & Organization, 110, 119-144. [DOI:10.1016/j. jebo.2014.12.002]
Jung, C. G. (2012). The Collected Works of C.G. Jung, Princeton University Press, Princeton, NJ.
Kasherwa, A. C., & Twikirize, J. M. (2018). Ritualistic child sexual abuse in post-conflict Eastern DRC: Factors associated with the phenomenon and implications for social work, 8, 74-81. [DOI:10. 1016/j.chiabu.2018.04.012] [PMid:29723701]
Kim, J., Ahlgren, M., & Bernhard, B. (2014). The mediating effect of depression between superstitious beliefs and problem gambling: a cross-cultural study of Chinese and Caucasians residing in the United States. Journal of Gambling Issues, 29, 1-25. [DOI:10.4309/jgi.2014.29.10]
Langer, E. J. (1975). The illusion control. Journal of Personality and Social Psychology, 32,311-328. [DOI:10.1037/0022-3514.32.2.311]
Levenson, H. (1973). Multidimensional locus of control in psychiatric patients. Journal of consulting and clinical psychology, 41(3), 397. [DOI:10.1037/ h0035357] [PMid:4803272]
Miley, R., & Reberto, P. (2008). Construction, phenomenon and transformation of personality. Translation: Mansour. M. Tehran: Samt Publications. [In Persian, 1387]
Nejad, A. G., & Pouya, F. (2008). Relationship between superstitious beliefs and anxiety, depression in Iran. European Psychiatry, 23, S374. [DOI: 10.1016/j.eurpsy.2008.01.1294]
Rosenthal, R. (1966). Experimenter effects in behavioral research. East Norwalk, CT, US: Appleton-Century-Crofts.
Rutter, J. B. (1954). Generalized expectancies of Internal versus External control of reinforcements. Psychological Monographs, 80, 609-.
Sagone, E., & Carole, M. E. (2014). Locus of control and beliefs about superstition and luck in adolescents: what’s their Relationship? Procedia- social and behavioural sciences, 140, 318-323. [DOI:10.1016/j.sbspro.2014.04.427]
Saliba, O. (2011). Superstition, religiosity, & locus of control: the beliefs of Maltese University students Bachelor's thesis, University of Malta.
Schippers, M. C. & Lange P. A. M. (2006), The Psychological Benefits of Superstitious Rituals in Top Sport: A Study among Top sportspersons, Journal of Applied Social Psychology, 36, 10, 2532 - 2553. [DOI : 10. 1111 / j. 0021 - 9029. 2006.00116.x]
Schultz, D., & Schultz, A. (2013). Personality Theories. Translated by Y. Seyed Mohammadi. Tehran: Virayesh Publications. [In Persian, 1392]
Schumaker, R. A., & Lomax, R. J. (2009). Introduction to Structural Equation Modeling. Translation: Ghasemi. Tehran: jamee shenasan Publication. [In Persian, 1388]
Shahsavari, A., & Bayat, M. (2012). Study of tendency to superstition in physical diseases referred to non- therapeutic people. Journal of Nursing Development in Health, 3, 55-66. [In Persian, 1391]
Shrivastav, M. (2017). Study on Self-Confidence Contributing to Superstition Behavior. India: Haridwar. [DOI: 10. 29121/ granthaalayah. v5. i7. 2017.2128]
Shrivastav, M. (2018). Study on Locus of Control Contributing to Superstition Behavior. International Journal of Research – Granthaalayah. [DOI: 10. 29121/ granthaalayah. v6.i5.2018.1446]
Sica, C., Novara, C., & Sanavio. E. (2002). Culture and psychopathology: Superstition and obsessive compulsive cognition and symptoms in a non-clinical Italian sample. Personality and Individual Differences, 32, 1001–1012. [DOI: 10.1016 / S0191 – 8869 (01) 00104-0]
Spears, L. N. (2013). An Examination of Magical Beliefs as Peredictor of Obzersive Compalsive Symptom Dimonens. University of Kansas in partial fulfillment of the requirement.
Stanke, A., & Taylor, M. (2004). Religiosity, locus of control, and superstitious belief. UW-L Journal of Undergraduate Research, 11, 1-5.
Wright, P. B., & Erdal, K. J. (2008). Sport superstition as a function of skill level and task difficulty.Journal of sport behavior, 31(2), 187-199.


[1] Superstitious beliefs
[2] Campbell
[3] Acar
[4] Locus of control
[5] abnormality
[6] psychopathology
[7] Structure
[8] The Internality, Powerful others and Chance Scale (IPC)
[9] Levenson
[10] Symptom Check List-90-Revised (SCL-90-R)
[11] Measurement of Attitudes Related to the Superstitious Beliefs
[12] Understanding, defining and measuring the trait of superstition.
[13] A Revised Paranormal Belief Scale
[14] Tobacyk,
[15] Paranormal İnanc Olceğinin TurkceVersiyonunun Geliştirilmesi
[16] Wright
[17] Erdal
[18] Freud
[19] Langer
 
 
نوع مطالعه: پژوهشي | موضوع مقاله: تخصصي
دریافت: 1398/5/20 | پذیرش: 1398/10/24 | انتشار: 1399/11/18

ارسال نظر درباره این مقاله : نام کاربری یا پست الکترونیک شما:
CAPTCHA

ارسال پیام به نویسنده مسئول


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

طراحی و برنامه نویسی : یکتاوب افزار شرق