تطابق فرهنگی و بررسی ویژگی‌های روا نسجی نسخه فارسی مقیاس اشتیاق زناشویی در افراد متأهل ایرانی

فلاحی, مریم; محمدی, کوروش; فلاح چای, سیدرضا

همایش سردبیران نشریات علمی دانشگاه آزاد اسلامی

سامانه یکپارچه نشریات علمی دانشگاه آزاد اسلامی

تعداد نشریات	418
تعداد شماره‌ها	10,003
تعداد مقالات	83,617
تعداد مشاهده مقاله	78,290,530
تعداد دریافت فایل اصل مقاله	55,344,743

تطابق فرهنگی و بررسی ویژگی‌های روا نسجی نسخه فارسی مقیاس اشتیاق زناشویی در افراد متأهل ایرانی

زن و مطالعات خانواده

مقاله 3، دوره 11، شماره 39، خرداد 1397، صفحه 49-68 اصل مقاله (1.35 M)

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

مریم فلاحی^* ¹؛ کوروش محمدی²؛ سیدرضا فلاح چای³

¹مربی گروه روان شناسی.دانشگاه هرمزگان هرمزگان ایران

²استادیار گروه روان شناسی داشگاه هرمزگان، هرمزگان ایران

³دانشیار گروه روانشناسی داشگاه هرمزگان، هرمزگان ایران

چکیده

هدف این تحقیق بررسی ساختار عاملی و ویژگی‌های روانسجی مقیاس اشتیاق زناشویی در بین افراد متأهل ساکن در شهر شیراز بود. بدین منظور 420 فرد متأهل (210 زن و 210 مرد) ساکن شهر شیراز به شیوه نمونه‌گیری در دسترس انتخاب شدند. از شرکت‌کنندگان خواسته شد تا مقیاس اشتیاق زناشویی (سینگر و لابانکو، 2005)، پرسشنامه رشد روانشناسی دوسویگی (جنرو و همکاران،1992) و دل‌زدگی زناشویی (پاینز، 1996) را تکمیل کنند. از روایی محتوایی، تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی و روایی همگرا و واگرا برای بررسی روایی پرسشنامه استفاده شد. نتایج تحلیل داده‌ها نشان داد که ضریب همسانی درونی به روش آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه مقدار 901/0 بود. روایی همگرایی (همبستگی با آزمون رشد روانشناسی دوسویگی) 59/0 و روایی واگرای (همبستگی با پرسشنامه دل‌زدگی زناشویی) 54/.- به دست آمد (001/0 p<). روایی محتوایی مورد تأیید شش روان‌شناس قرار گرفت که تأیید شد. نتایج تحلیل عاملی تأییدی از ساختار تک عاملی اشتیاق زناشویی در نمونه ایرانی حمایت کرد. (CFI=0.91, IFI= 0.901, RMSEA= 0.042) به نظر می‌رسد این پرسشنامه از قابلیت‌های لازم برای سنجش سازه دوسویگی در بین زوجین ایرانی برخوردار است و می‌توان از آن برای مقاصد بالینی و پژوهشی درزمینة مسائل و روابط زوجین استفاده کرد.

تازه های تحقیق

کلیدواژه‌ها

پرسشنامه اشتیاق زناشویی؛ تحلیل عاملی اکتشافی؛ تحلیل عاملی تأییدی؛ اعتبار؛ پایایی

اصل مقاله

مقدمه

اخیراً روانشناسان اجتماعی، پژوهشگران بالینی و درمانگران زوجی و خانواده به شناسایی متغیرهای رابطه‌ای و متغیرهایی که بیانگر وابستگی متقابل زوجین در روابط نزدیک و صمیمانه است علاقه‌مندی ویژه‌ای پیداکرده‌اند که این موضوع بیانگر تغییر توجه از متغیرهای درونفردی به متغیرهای برونفردی و بینفردی را نشان می‌دهد (سینگر، لابانکو، الیا و بدلی،[1] 123:2015). در همین راستا، پژوهشگران زیادی دیدگاه شناختی اجتماعی را در روابط نزدیک ارائه کرده‌اند که بر چنین متغیرهایی تأکید می‌کنند. به‌عنوان نمونه، آگنیو، ون لنگ، روزبلت و لانگستون[2]، (1998) و آرون و آرون[3]، (1997)، بر این عقیده‌اند که ازدواج‌های سالم از طریق وابستگی متقابل شناختی و در نظر گرفتن دیگری از دیدگاه خودشان نمایان می‌شود. همچنین، الیا، سینگر و لابانکو[4]، (2015) بر این باور هستند که شادمانی زناشویی زمانی محقق می‌گردد که زوجین از در نظر گرفتن خود به‌عنوان دو فرد جداگانه «من»، فراتر رفته و خودشان را به‌عنوان یک واحد «ما» بینند؛ بنابراین رابطه زوجین نه ‌فقط به‌عنوان ارتباط و پیوند دو گرایش‌ و تمایل فردی، بلکه به‌عنوان یک جز سوم پویا که متعلق به فرد خاصی نیست، مفهوم‌سازی می‌شود یعنی «ما» که نشان‌دهنده اتحاد و ادغام دو فرد جدا می‌باشد (اگدن[5]، 2004). از دیدگاه یک تحقیق بالینی، توانایی اندازه‌گیری توجه یک زوج به «ما بودن[6]» یا «دوسویگی[7]» یک معیار بالقوه برای ارزیابی پتانسیل ظرفیت زوج برای انعطاف‌پذیری و استقامت در برابر کشمکش‌ها را فراهم می‌کند (سینگر و همکاران، 2015:124).

«ما بودن» یک جزء حیاتی از روابط انعطاف‌پذیر است که شامل سرمایه‌گذاری مشترک زوجین با یکدیگر در رابطه و میزان موفقیت آن‌ها در کسب بیشترین بهره‌مندی از رابطه‌شان است (اسکریت و فرگاس[8]، 2015). دوجانبه بودن یا «ما بودن» به‌عنوان درک زوجین از رابطه تعریف می‌شود که در یک نهاد و موجودیت بزرگ‌تر که فراتر از خود منحصربه‌فردشان وجود دارد و مستلزم احساسات، شناخت‌ها و رفتارهایی است که به دنبال ارتقای شادکامی و خوشبختی و بهترین بهره از رابطه می‌باشد در حالی‌که آگاهی هم‌زمان از علایق و نگرانی‌های فردی هر یک از زوجین را نیز حفظ می‌کند (سینگر و همکاران،:124 2015). سینگر و اسکریت (2014) بیان می‌کنند که ما بودن منجر به تغییری اساسی از آگاهی فردی (تمرکز بر آنچه هر یک از زوجین می‌خواهند) به «آگاهی از رابطه» می‌شود. این یک ساختار فکری و ذهنیتی است که متضمن روابط متقابل و توانایی در نظر گرفتن دیدگاه دیگری می‌باشد (اسکریت، 2003، 2004). باا ین‌حال، جالب است که «ما بودن» مستلزم انجام همه کاری با همدیگر نیست. هرچند که ممکن است به نظر برسد که «ما بودن» نیاز به همراهی دائم یا توافق مستمر بین زوجین دارد که درواقع چنین نیست. این کاملاً محتمل است که هردوی زوجین ممکن است دریابند که بهترین راه برای حفظ دوسویگی روابط این است که بسیاری از علایق فردی و فعالیت‌های جداگانه را بپذیریم (گیلدرسلیو[9]، 6:2015). فینی (2007) این پدیده را به‌عنوان یک تناقض در روابط نزدیک مورد تأکید قرار می‌دهد که در آن وابستگی می‌پذیرد که استقلال را مورد تشویق قرار می‌دهد (ص 268)؛ بنابراین، هدف دوسویگی همسان بودن نیست بلکه هماهنگی توجه به انتخاب‌های مشترکی است که احتمال تعهد، تکمیل و تحقق اهداف مشترک را افزایش خواهد داد. جنبه بسیار مهم دوسویگی تغییر طرز فکر است که در آن هر دو طرف به تقدم رابطه خود بر انتخاب‌های فردی و خودخواهانه اذعان دارند (سینگر و همکاران، 2015:124).

دوسویگی در زوجین

ما بودن و دوسویگی در رابطه زوجین اهمیت قابل‌توجهی دارد. سارنوف و سارنوف[10] (1989) اشاره کردند که زوجین باهم همه‌چیز را در رابطه خود ایجاد می‌کنند و «آن‌ها شروع به درک خود به‌عنوان یک موجود مشترک- به‌عنوان «ما» می‌کنند. سپس آن‌ها درک خود از «ما بودن» را همراه با خودانگاره‌شان به‌عنوان افراد مجزا حفظ می‌کنند» (ص 28). این مفهوم مشترک «ما بودن» منجر به تحول قابل‌توجهی در تفکر و درک رابطه می‌شود. جاسلسن[11] (1992)، اشاره کرد که دوسویگی می‌تواند به‌عنوان پیوند داشتن و در صمیمیت و همدلی با فرد دیگری بودن درک و توصیف شود این طرز فکر دوسویگی سنگ بنای انعطاف‌پذیری می‌شود، زوجین را با «شمال حقیقی» مجهز می‌کند که قطب نمای آن‌ها از اطمینان در دوره‌های سرخوردگی و افزایش استرس می‌باشد (148). با بازگشت مکرر به تعهد متقابل خود به اهمیت روابط، زوجین می‌توانند صبر و اطمینانی پیدا کنند که در تحمل چالش‌های اجتناب‌ناپذیر و درگیری‌ها، حیاتی هستند (سینگر و همکاران، 2015:126). در زوجین واقعاً دوجانبهگرا، هر دو به دیدگاه‌های یکدیگر احترام می‌گذارند و یکدیگر را تصدیق و تأیید می‌کنند، برای رسیدن به اهداف مشترک و حل‌و فصل اختلافات خود از طریق سازش با هم کار می‌کنند. علاوه بر این، یک دستاورد مهم دوسویگی درونی کردن رابطه عاشقانه است. تحقیق گاتمن و سیلور (1999) اهمیت این درونی کردن را در کمک به رضایت از رابطه تأیید می‌کند. گاتمن مشاهده کرد که زوجینی که قادر به ایجاد خاطرات مرتبط با نزدیک بودن و شور و شوق اصیل بودند نسبت به کسانی که نمی‌توانستند این خاطرات را به یاد بیاورند، احتمال و امکان بیشتری برای مقابله با مشکلات خود و با هم ماندن داشتند. آن‌ها همچنین مشاهده کردند که تحریف خاطرات شاد و خوشی از آغاز یک رابطه می‌تواند یک نشانه مهم از مشکلات زناشویی باشد. کار بالینی اسکریت (2003) با زوجین با بیماری‌های مزمن، برجسته بودن ارتقای روحیه «ما بودن» در زوج‌درمانی را مورد تأکید قرار می‌دهد. در این درمان به زوجین کمک می‌شود تا آگاهی از «ما بودن» را توسعه دهند و یاد بگیرند تفاوت‌های خود را به‌منظور حمایت از «ما» درک کنند. در نهایت، به زوجین در مورد چگونگی تقویت و تغذیه «ما» آموزش داده می‌شود (اسکریت، 2013). اسکریت (1996)، اظهار داشت که «ما بودن» زوجین، رشد فردی هر یک از آن‌ها و همچنین انعطاف‌پذیری رابطه را که به‌عنوان یک منبع محافظ برای زوجین به کار می‌رود، تقویت می‌کند. یکی دیگر از نمونه‌های بالینی اخیر استفاده از یک حس «ما بودن» برای افزایش رضایت زناشویی در مدل زوج‌درمانی سیستمیک-ساختنگر (SCCT) می‌باشد که توسط رید و همکارانش[12] (2006) ایجادشده است. طبق نظر رید و همکاران (2006)، «ما بودن اشاره به هویتی است که هر یک از زوجین در رابطه با یکدیگر ایجاد می‌کنند» (2006: 243). درمان خصوصیت‌های منحصربه‌فرد هر یک از زوجین و جنبه‌های بین فردی روابط همراه با زمینه‌های اجتماعی زوجین را ادغام می‌کند تا پردازش درونفردی زوجین را افزایش دهد. درنتیجه، هر یک از زوجین شروع به درک و پاسخ به رابطه به یک شیوه جدید می‌کنند و مفهوم بر‌تری از هویت رابطه را به وجود می‌آورند.

ما بودن و دوسویگی نقش مهمی در توانایی زوجین برای ایجاد احساسات مثبت و تعدیل و حل اختلاف دارد. مطالعات متعدد نشان می‌دهند که دوسویگی یک متغیر تأثیرگذار در روابط زناشویی (فریدبرگ^{^[13]}، 2009؛ میدمنت^{^[14]}، 2006)، در رشد مثبت انسان (والنتیچ^{^[15]}، 2011) و در روابط مراجع – درمانگر (فریدبرگ، 2009؛ والنتیچ، 2011) می‌باشد و در بهزیستی زوجین، هم در زندگی روزمره و هم در زمان‌های دشواری نقش برجسته‌ای دارد (فرگاس، 2015) و پیش‌بینی کننده قدرتمندی برای بهزیستی روان‌شناختی محسوب می‌گردد (کروگر[16]، 2015). تحقیقات نشان داده است که زوج‌هایی که دارای رویکرد مامحور هستند، رضایت بیشتر و سلامت روانی و جسمانی بیشتری را احساس می‌کنند (بودنمان و همکاران، 2008؛ فرگاس، 2011؛ گودوین، سوانک ویث و استولد[17]، 2013؛ کیسر، واتسن و اندراد[18]، 2007؛ روحرباق، محل، شوهام، ریلی و اوی[19]، 2008؛ روحرباق، شوهام، اسکوین، جنسن و محل[20]، 2012). تحقیقات متعدد در روانشناسی بالینی و اجتماعی نشان می‌دهد که ایجاد و حفظ حس ما بودن و دوسویگی پیش‌بینی قوی از ثبات زناشویی است (بودنمان و همکاران، 2008؛ گاتمن، 2011؛ سیگل^{^[21]}، 2012). بادلی، بری و سینگر (2013)، دریافتند که دوسویگی پیش‌بینی کننده قوی سازگاری زناشویی، سلامت فردی و سلامت در زوج‌های نظامی است و حمایت بیشتری از اهمیت دوسویگی روابط ایجاد می‌کند (ص 22).

با وجود این تحولاتی امیدوارکننده در تحقیقات روابط صمیمی و کار بالینی، تعداد بسیار کمی ابزار ارزیابی بالینی برای تعیین جهت‌گیری و کاربست دوسویگی وجود دارد که می‌تواند در زوج‌درمانی مورد استفاده قرار گیرد. تنها ابزارهای خود گزارش موجود برای ارزیابی دوجانبه بودن در روابط صمیمانه بزرگ‌سالان، پرسشنامه رشد روان‌شناختی متقابل (^{^[22]}MPDQ؛ جنرو، میلر و سوری، 1992) و پرسشنامه دو سویگی زوجین (^{^[23]}CMQ؛ رید و همکاران، 2006) است. MPDQ و CMQ به نظر می‌رسد در درجه اول علاقه‌مند به حالات ذهنی افراد در یک رابطه هستند و به «ما بودن» به‌گونه‌ای که هردوی زوجین بر یک مبنای معمول روزانه، در طول فعالیت‌های عادی و تصمیم‌گیری‌هایی که مربوط به رابطه می‌شوند عمل می‌کنند، نمی‌پردازند.

در مطالعه حاضر،پرسشنامه‌ای که دوسویگی را موردسنجش قرار می‌دهد و بر ما بودن تأکید بیشتری نسبت به دو پرسشنامه MPDQ و CMQ می‌کند، مقیاس اشتیاق یا مشارکت زناشویی^{^[24]}می‌باشد. اشتیاق زناشویی (سینگر و لابانکو- میسر، 2005) یک مقیاس 10 گویهای است که دوسویگی رابطه را اندازه‌گیری می‌کند، درجه‌ای که زوجین برای رابطه («ما») بیش از نیازهای فردی خود اهمیت قائل می‌شوند، درحالی‌که از نگرانی‌ها و علایق شخصی یکدیگر آگاه هستند. این مقیاس می‌تواند نیاز درمانگران و پژوهشگران حوزه خانواده و زوجین را برای ارزیابی و سنجش «ما بودن» برطرف نماید. علاوه بر این، پرسشنامه اشتیاق زناشویی ابزاری عملی برای زوج درمانگران فراهم می‌کند تا در تلاش برای کمک به زوجین متعارض در برقراری ارتباطی بهتر، به‌عنوان مداخله آموزشی به کار گرفته شود. این ابزار بر به هم‌پیوستگی رفتارهای بین زوجین در یک رابطه و تأثیر متقابل و دوجانبه که آن‌ها بر یکدیگر می‌گذارند، تأکید می‌کند. همچنین، بر اینکه چگونه این متقابل بودن در رفتار روزمره عرضه می‌شود متمرکز است و شامل سؤال‌هایی در مورد تقسیم ‌کارهای خانه، تصمیم‌گیری‌های مالی، تربیت فرزند، تمایلات جنسی، ارتباطات، برنامه‌ریزی‌های آینده و تعامل با خانواده گسترده هست.

با توجه به جدید بودن این مقیاس تعداد تحقیقات انجام‌گرفته با استفاده از آن محدود است. از این پرسشنامه در پژوهش گیلدرسیو (2015)، در بررسی ما بودن زوجین خوشبخت و شاد؛ بادلی و همکاران (2013)، در بررسی دوسویگی، بهزیستی و سلامت در زوجین نظامی؛ الیا و همکاران (2015)، در بررسی ما بودن در خاطرات مبتنی بر تعریف رابطه و رضایت زناشویی، و در تحقیق سینگر و همکاران (2015)، در مورد رابطه دوسویگی با رضایت زناشویی و سلامت جسمانی زوجین استفاده شده است.

با توجه به مطالب فوق، دوسویگی و ما بودن به‌عنوان سازه‌ای مهم شناخته می‌شود که نقشی مهم در روابط نزدیک و صمیمی دارد. بر این اساس، ضرورت مطالعه و بررسی دوسویگی در حیطه‌های مختلف روابط زناشویی در داخل کشور اهمیت بسیار زیادی دارد. همچنین با توجه به ویژگی‌هایی که پرسشنامه اشتیاق زناشویی در سنجش دوسویگی و ما بودن دارد، این مطالعه به‌منظور معرفی و بررسی ویژگی‌های روانسجی این پرسشنامه انجام‌شده است و قصد دارد به این سؤال پاسخ دهد که آیا پرسشنامه اشتیاق زناشویی از روایی و پایایی مناسب برای استفاده در کشور برخوردار است.

ابزار و روش

این پژوهش توصیفی مقطعی و از نوع مطالعات روان‌سنجی است. جامعة آماری این پژوهش شامل تمامی زنان و مردان متأهل در شیراز بود و از این جامعه تعداد 420 در این پژوهش به روش در دسترس انتخاب و در این مطالعه شرکت کردند. در مورد حجم نمونه لازم برای تحلیل عاملی و مدل‌های ساختاری توافق کلی وجود ندارد و مسأله مهم در تحلیل عاملی تعیین اندازه‌ کمینه‌ نمونه است (میرز، گامست و گارینو، 2005). اندازه‌ کمینه‌ نمونه در تحلیل عاملی 200 است (کامری و لی، 1992). کلاین (2010) بر این باور است که نمونه‌ای 10 یا 20 تایی برای هر گویه در تحلیل عاملی اکتشافی موردنیاز است و محققان اندازه نمونه 400 و بالاتر را به‌عنوان اندازه خیلی خوب پیشنهاد می‌کنند (کامری و لی، 1992). با توجه به این‌که بر اساس تعداد آیتم‌های پرسشنامه (10 گویه) حجم نمونه به تعداد 200 نفر برای این مطالعه کفایت می‌کرد به‌منظور ارتقای قدرت تعمیم‌پذیری نتایج بیشتر از 2 برابر تعداد مورد لزوم در نظر گرفته شد. به دلیل در دسترس نبودن اطلاعات کامل در مورد جامعه مورد مطالعه از روش نمونه‌گیری تصادفی استفاده نشد. همچنین، انتخاب نمونه به روش تصادفی ممکن است منجر به انتخاب افرادی شود که تمایلی در شرکت در مطالعه نداشته باشند، از روش نمونه‌گیری داوطلبانه (در دسترس) استفاده شد.

برای جمع‌آوری داده‌ها در این پژوهش، سه پرسشنامه اشتیاق زناشویی، رشد روان‌شناختی دوسویگی و مقیاس دل‌زدگی زناشویی به کار رفت. برای بررسی روایی همگرای پرسشنامه اشتیاق زناشویی از پرسشنامه رشد روان‌شناختی دوسویگی و برای بررسی روایی واگرای پرسشنامه از پرسشنامه دل‌زدگی زناشویی استفاده شد.

پرسشنامه اشتیاق یا مشارکت زناشویی

اشتیاق یا مشارکت زناشویی (سینگر و لابانکو- میسر، 2005) یک مقیاس 10 گویهای است که دوسویگی رابطه را اندازه‌گیری می‌کند، درجه‌ای که زوجین برای رابطه («ما») بیش از نیازهای فردی خود اهمیت قائل می‌شوند، درحالی‌که از نگرانی‌ها و علایق شخصی یکدیگر آگاه هستند. این مقیاس بر اینکه چگونه این متقابل بودن در رفتار روزمره عرضه می‌شود متمرکز است و شامل سؤال‌هایی در مورد تقسیم‌ کارهای خانه، تصمیم‌گیری‌های مالی، تربیت فرزند، تمایلات جنسی، ارتباطات، برنامه‌ریزی‌های آینده و تعامل با خانواده گسترده می‌باشد. در مورد سؤال مربوط به تربیت فرزند، دو نسخه دارد یکی برای زوجینی که دارای فرزند هستند و دیگری برای زوجینی که فرزند ندارند. نمره‌گذاری این پرسشنامه در یک مقیاس ۷ درجه‌ای لیکرت در دامنه‌ای بین ۱ (اصلاً) تا ۷ (خیلی زیاد) می‌باشد. نمره کل در دامنه‌ای بین 10 تا 70 است که نمره‌های بالاتر نشان‌دهنده دوسویگی بیشتر در رابطه می‌باشد. در پژوهش سینگر و لابانکو (2005)، که برای اعتبار یابی این پرسشنامه بر روی 289 افراد متأهل انجام شد، نتایج نشان داد که این پرسشنامه مقیاس پایایی برای ارزیابی دوسویگی رابطه می‌باشد. در این مطالعه آلفای کرونباخ این پرسشنامه در مردان 86/0 و در زنان 91/0 که نشان‌دهنده همسانی درونی بالی گویههای این پرسشنامه دارد. در پژوهش دیگری که گیلدرسلیو (2015) انجام شد و از این پرسشنامه استفاده شد آلفای کرونباخ 68/0 به دست آمد. در مطالعه حاضر ضریب پایایی کل 90/0 به دست آمد.

پرسشنامه رشد روانشناسی دوسویگی (MPDQ، جنرو و همکاران، ۱۹۹۲) این ابزار یک پرسشنامه 22 گویه ای خود گزارشی استانداردشده است (انگلر[25]، 2014). این ابزار از دو مقیاس فرعی تشکیل‌شده است که به ترتیب برای اندازه‌‌گیری مسؤولیت‌پذیری خود در برابر همسر (دوسویگی خود) و مسئولیت‌پذیری طرف مقابل در برابر خود (دوسویگی همسر) برای زنان و مردان متأهل طراحی‌شده‌اند که هم به‌صورت فردی و هم به‌صورت گروهی قابل‌اجرا است (کوان، کیسل، جکسون، شافر و دیویدسون،[26]، 2013). به هر گویه نمره‌ای از ۱ (پایین) تا ۶ (بالا) داده می‌شود. بعد از آنکه گویه ها بر اساس نمرهدهی معکوس تعیین شدند، نمره‌های متوسط بین ۱ تا ۶ به‌طور مجزا برای همسر و شوهر و نیز برای خود و دیگری تعیین می‌شوند. این امتیازها منجر به دو نمرة کلی برای دوسویگی می‌شود: دوسویگی- خود (برداشت فرد از مسؤولیت‌پذیری خودش)، دوسویگی همسر یا شریک زندگی (برداشت همسر از مسؤولیت‌پذیری شریک زندگی‌اش) (کوان و همکاران، 2013). نمرات بالا در این مقیاس بیانگر دوسویگی ادراک‌شده در یک رابطه نزدیک است (زایاس، برایت، آلوارز-سانچز و کباسا^{^[27]}^، 2009). جنرو و همکاران (1992)، در دو مطالعه روایی ساختاری این پرسشنامه را تایید کرده‌اند و نشان داده‌اند که دوسویگی باکفایت حمایت اجتماعی، رضایت از رابطه و انسجام آن همبستگی مثبت و با افسردگی همبستگی منفی دارد. در این مطالعات پایایی درونی این پرسشنامه را عالی گزارش‌شده و ضریب پایایی هر دو فرم پرسشنامه 89/0 تا 92/0 شده است. این پرسشنامه در ایران در مطالعه خالویی، فلاح چای و مؤذن جامی (زیر چاپ)، ترجمه و روایی و پایایی آن مورد ارزیابی قرار گرفت. نتایج این مطالعه نشان می‌دهد که ضرایب همسانی درونی به روش آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه با مقدار 88/0 (برای مردان 87/0 و برای زنان 89/0) رضایت‌بخش به دست آمد و روایی همگرایی آزمون (همبستگی با آزمون‌های سازگاری زناشویی و مقیاس رضایت از رابطه) به ترتیب 48/0 و 56/0 به دست آمد (001/0 p<)؛ که در مطالعه حاضر ضریب پایایی این پرسشنامه 88/. به دست آمد.

مقیاس دل‌زدگی زناشویی[28] یک ابزار خود سنجی است که توسط پاینز^{^[29]} (۱۹۹۶) با هدف اندازه‌گیری درجه دل‌زدگی زناشویی در بین زوجین ساخته شد. این پرسشنامه شامل ۲۱ ماده است که ۱۷ ماده آن شامل عبارت‌های منفی مانند خستگی، ناراحتی و بی‌ارزش بودن و ۴ ماده آن شامل عبارات مثبت مانند خوشحال بودن و پرانرژی بودن است. نمره‌گذاری این مقیاس در یک مقیاس ۷ درجه‌ای لیکرت در دامنه‌ای بین ۱ (هرگز) تا ۷ (همیشه) است. که آزمودنی تعداد دفعات اتفاق افتاده موارد مطرح‌شده در رابطه زناشویی خود را مشخص می‌سازد. نمره‌گذاری ۴ ماده نیز به‌صورت معکوس انجام می‌شود نمره بالاتر آزمودنی در این مقیاس نشانه دل‌زدگی بیشتر است. ضریب پایایی مقیاس با روش باز آزمایی در یک دوره یک‌ماهه برابر ۷۶/۰ محاسبه شد. همچنین پایایی این مقیاس با استفاده از روش آلفای کرونباخ در دامنه‌ای بین ۹۱/۰ تا ۹۳/۰ محاسبه‌شده است (پاینز، ۱۹۹۶). نعیم (2009) در پژوهش خود پایایی این مقیاس را با استفاده از روش آلفای کرونباخ و دونیمه سازی به ترتیب ۸۵/۰ و ۸۲/۰ محاسبه نموده است. در پژوهش نادری (2012) نیز از روش آلفای کرونباخ و دونیمه سازی به‌منظور سنجش پایایی این مقیاس استفاده شد که به ترتیب 92/۰ و 90/۰ محاسبه ‌شده است که در مطالعه حاضر ضریب پایایی این پرسشنامه 87/. به دست آمد.

ویژگی‌های جمعیتشناختی: فرم مشخصات اجتماعی- جمعیت شناختی فرمی نیمهساخت ‌یافته است که برای بررسی سن، جنسیت، سطح تحصیلات، مدت‌زمان ازدواج، شغل، تعداد فرزندان مورداستفاده قرار گرفت.

روش اجرا

برای آماده‌سازی نسخه فارسی این پرسشنامه، پس از کسب اجازه از نویسندگان مقاله، پرسشنامه به فارسی ترجمه شد. در مرحله بعد، به‌منظور حفظ هم ارزی زبانی و مفهومی، از روش ترجمه مجدد استفاده شد. نسخه ترجمه‌شده به انگلیسی برگردانده شد و سپس توسط دو متخصص زبان انگلیسی، تفاوت بین نسخه‌های انگلیسی و فارسی ارزیابی شد و به حداقل ممکن کاهش یافت. بدین‌وسیله، ترادف معنایی دو نسخه فارسی و انگلیسی به‌دقت موردبررسی قرار گرفت. به دنبال آن 5 نفر از متخصصان روانشناسی در حیطه زوج‌درمانی و خانواده روایی محتوا و تطابق فرهنگی این پرسشنامه را تأیید کردند. در ادامه و پس از آماده شدن ابزار، جهت رفع اشکالات احتمالی در ترجمه و اطمینان از قابل‌فهم بودن پرسشنامه، به‌صورت مقدماتی بین 30 نفر از زنان و مردان متأهل اجرا شد. نتایج مطالعه مقدماتی، حاکی از این بود که این مقیاس از روایی مناسبی برخوردار است و ضریب پایایی 91/0 به دست آمد. بعد از رفع ابهامات، ترجمه پرسشنامه اصلی اجرا شد. درنهایت پس از توزیع و جمع‌آوری تمامی پرسشنامه‌ها، با استفاده از نرم‌افزارهای اس پی اس اس و ایموس داده‌ها مورد تجزیه‌وتحلیل قرار گرفت.

یافته‌ها

420 مرد و زن متأهل در این پژوهش شرکت کردند (210 مرد، 210 زن). میانگین سن آزمودنی‌ها 17/30 سال بود (59/29= M، برای زنان و 61/31= M، برای مردان). میانگین مدت‌زمان ازدواج زوجین 44/10 سال (24/8 برای مردان، 70/12 برای زنان) بود. ازنظر شغل، %1/53 آزمودنی‌ها شاغل، %6/15 بیکار و %3/31 دانشجوی در حال تحصیل بودند. از حیث سطح تحصیلات، %40 آزمودنی‌ها (15% مرد، 25% زن) دارای مدرک لیسانس، %22 (12% مرد، 10% زن) دارای مدرک فوق‌لیسانس و دکترا و %28 (12% مرد، 16% زن) دارای مدرک دیپلم دبیرستانی بودند و %10 آن‌ها (4% مرد، 6% زن) تحصیلات زیر دیپلم داشتند.

جدول 1: یافته‌های توصیفی: میانگین و انحراف معیار نمرات متغیرهای اصلی پژوهش

متغیرهای اصلی پژوهش	اشتیاق زناشویی	دوسویگی	دل‌زدگی زناشویی
میانگین	80/39	68	86
انحراف استاندارد	43/6	56/3	12/6

جدول یک میانگین و انحراف استاندارد پرسشنامه‌های اشتیاق زناشویی، دوسویگی و دل‌زدگی زناشویی را نشان می‌دهد.

روایی

از سه روش روایی محتوایی، تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی و روایی همگرا و واگرا برای بررسی روایی پرسشنامه استفاده شد.

روایی محتوایی: برای تعیین و بررسی روایی محتوایی از دو شیوه‌ کمّی و کیفی استفاده شد. درروش کمّی، از نسبت روایی محتوا و شاخص روایی محتوایی مورداستفاده قرار گرفت. بدین منظور پرسش‌نامه‌ ترجمه‌شده به شش نفر از استادان روان‌شناسی ارائه و از آن‌ها خواسته شد که هر گویه را بر مبنای مقیاس سه گویه‌ای لیکرت بررسی کنند (شامل 1= ضروری، 2= سودمند، اما غیرضروری، 3= غیرضروری). در مرحله بعد، بررسی CVI بر اساس نسبت روایی محتوای والتز و باسل[30] (1983) انجام شد، بر این اساس، از متخصصان خواسته شد سطوح ارتباط، سهولت و شفافیت هر گویه پرسش‌نامه را بر اساس نسبت روایی محتوای والتز و باسل (1983) درجه‌بندی کنند. در مرحله بعد، شاخص روایی محتوای سطح مقیاسی/روش محاسبه‌ میانگین‌گیری (S-CVI/Ave) بر اساس امتیازهای میانگین شاخص روایی محتوای تمامی عبارات پرسش‌نامه، محاسبه شد. نتایج نشان داد که مقادیر CVI/Ave همه‌ گویه‌ها 90/0 یا بالاتر بود که بر اساس پولایت و بک[31] (2007)، حاکی از قابل‌قبول بودن S-CVI/Ave می‌باشد.

تحلیل عاملی اکتشافی: پیش از انجام تحلیل، اندازه شاخص کفایت نمونه‌برداری کایزر- مِیِر- اولکین[32] (KMO) و بارتلت[33] محاسبه شد که مقدار KMO برابر با 88/0 و آزمون کرویّت بارتلت (90/14111= χ2) معنادار (001/0 p <) بود که حاکی از کفایت و مناسب بودن اندازه‌ نمونه برای تحلیل است. نتایج نشان دادند که گویه‌ها در %22/70 واریانس کل نقش دارند.

جدول 2: تحلیل عاملی گویه های مقیاس اشتیاق زناشویی

10	9	8	7	6	5	4	3	2	1	گویه ها
70/0	68/0	74/0	60/0	78/0	59/0	75/0	51/0	71/0	76/0

همان‌طور که در جدول 2 مشاهده می‌شود، تمام بارهای عاملی گویه ها بالاتر از 51/0 است که بر اساس تاباچنیک و فیدل (2001)، اگر بار عاملی گویه‌ای پایین‌تر از 32/0 بوده باشد، می‌بایست آن گویه از پرسش‌نامه حذف شود بنابراین نیازی به حذف هیچ گویه‌ای از پرسش‌نامه نیست.

تحلیل عاملی تأییدی:با استفاده از نرم‌افزار Amos 22، تحلیل عاملی تأییدی (CFA) انجام شد. برای این منظور از روش احتمال بیشینه استفاده شد. برای بررسی برازش مدل، مربع کای (خی دو) (χ2)، شاخص نیکویی برازش (GFI)، شاخص برازش تطبیقی (CFI)، شاخص برازش افزایشی (IFI)، شاخص تاکر- لوئیس[34] (TLI) و خطای جذر میانگین مربعات تقریب (RMSEA)، محاسبه شد.

ازآنجایی‌که مربع کای (χ2) به‌اندازه‌ نمونه حساس است، آمارة مربع کای هنجار شده χ2/df) ) برای اندازه‌گیری برازش کلی مدل محاسبه شد. مقادیر مربع کای هنجار شده که کمتر از 2 یا سه هستند، برای برازش مدل قابل‌قبول در نظر گرفته شوند (شرایبر[35]، 2006). شاخص برازش دیگری که برآورد شد، شاخص CFI است. کایل[36] (1999) بیان می‌کند که این شاخص در تحلیل‌های رگرسیون چندگانه مشابه با R2 است و مقدار کلی کوورایانس را در متغیرهای مشاهده‌شده نشان می‌دهد. در مورد دیگر شاخص‌ها، مقادیر CFI، IFI و TLI بزرگ‌تر از 90/0 نشان‌دهنده‌ برازش خوب مدل هستند (کِنی، کاشی و کوک، ‌‌‌‌[37] 2006). برای شاخص RMSEA، بر اساس کایل (1999)، مقادیر کوچک‌تر از 05/0 یا بر اساس مک‌کالوم، براون و سوگاوارا[38] (1996)، 06/0 نشان‌دهنده برازش خوب مدل است. در تعریف شاخص GFI بیان‌شده است که مقیاسی از مقدار واریانس و کوواریانس است که همراه با یکدیگر توسط مدل تشریح می‌شوند (کینر و گری[39]، 2004). مقادیر قابل‌قبول GFI برای برازش مدل 90/0 تا 95/0 است (استاپلتون[40] 1997).

جدول 3: شاخص‌های برازندگی مدل مقیاس اشتیاق زناشویی

GFI

CFI

IFI

RMSEA

TLI

مردان

191/2

(p =.00)

91/0

0/901

042/0

0/901

زنان

581/1

(p =.00)

907/0

909/0

039/0

909/0

کل

411/2

(p =.00)

907/0

91/0

903/0

041/0

91/0

مقادیر مطلوب شاخص‌ها

کمتر از 2 یا 3

بزرگ‌تر از 90/0

کوچک‌تر از 05/0

90/0 تا 95/0

همان‌طور که در جدول 3 نشان داده‌شده است، به‌منظور ارزیابی کفایت ساختار عاملی اشتیاق زناشویی، مجموعه‌ای از تحلیل‌های عاملی تأییدی برای گویه های این پرسشنامه به‌صورت جداگانه برای مردان، زنان و کل آزمودنی‌ها انجام شد که یافته‌ها حاکی از این است که این مدل تا حد مطلوبی برای مردان و زنان قابل‌قبول است و برازش مدل برای کل آزمودنی‌ها مطلوب است.

جدول 4: ماتریس‌های ضریب همبستگی پیرسون بین مقیاس اشتیاق زناشویی با

پرسشنامه رشد روان‌شناسی دوسویگی و دل‌زدگی زناشویی

		نمره کل دوسویگی		نمره کل دل‌زدگی زناشویی
اشتیاق زناشویی	^**59/0		^**54/0-

*P< 0/05**P< 0/01

همان‌گونه که در جدول 4 ملاحظه می‌شود میزان ضریب روایی مقیاس اشتیاق زناشویی با نمره کل رشد روانشناسی دوسویگی 59/0 و با نمره کل پرسشنامه دل‌زدگی زناشویی 54/0- (P< 0/01) به دست آمد.

پایایی‌

برای تعیین همسانی درونی بین گویه های پرسشنامه از آلفای کرونباخ استفاده شد. لدرمان و همکاران[41]، (2010) و نونالی و برن‌اشتاین[42] (1994)، پیشنهاد کردند که آلفای کرونباخ برابر با 70/0 یا بزرگ‌تر از آن سطح پایایی قابل‌قبول در نظر گرفته شود. یافته‌ها نشان داد که ضریب آلفا با مقدار 901/0 برای کل مقیاس (برای مردان 86/0 و برای زنان 88/0) به دست آمد.

بحث و نتیجه‌گیری

به‌منظور دستیابی به هدف تحقیق حاضر یعنی ارزیابی و بررسی ویژگی‌های روانسنجی و ساختار عاملی نسخه فارسی مقیاس اشتیاق زناشویی، این پرسشنامه در گروهی از افراد متأهل ساکن در شهر شیراز اجرا شد. ازآنجایی‌که برای قابل‌استفاده بودن یک ابزار در یک جامعه تأیید مجدد سازه‌های آن با استفاده از روش روایی سازه، یا تحلیل عاملی تأییدی ضروری است. از طرف دیگر تعیین پایایی یکی دیگر از ملزومات و پیش‌فرض‌های مهم روان‌سنجی است که به‌نوعی با تکرارپذیر بودن پاسخ‌ها در شرایط و زمان‌های مختلف ارتباط دارد؛ ولی لازم است که با تغییر جامعه بار دیگر پایایی زمانی و ثبات درونی پرسشنامه‌ها آزموده شوند. به‌عبارت‌دیگر، هنگامی‌که پرسشنامه از زبان یا فرهنگی به زبان و فرهنگی دیگر برگردانده می‌شود ضرورت دارد ویژگی‌های روان‌سنجی آن موردبررسی و مطالعه قرار گیرد. بررسی روایی محتوایی این پرسشنامه نشان داد که مقدار CVR تمامی گویه‌ها بالاتر از 56/0 و مقادیر CVI/Ave همه‌ی آن‌ها 90/0 یا بالاتر بود. همچنین، به‌منظور بررسی روایی سازه‌ای این پرسشنامه از روش تحلیل عاملی اکتشافی و پس‌ازآن از روش تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد. نتایج تحلیل اکتشافی نشان داد که مقدار KMO برابر با 88/0 است که بیانگر کفایت مطلوب نمونه‌گیری است. در ادامه نتایج حاصل از تحلیل عاملی اکتشافی نشان دادند که گویه های پرسشنامه %42/69 از واریانس کل را تبیین می‌کنند. جدول بارهای عاملی چرخش یافته نشان داد که همه گویه های پرسشنامه دارای بارهای عاملی بالاتر از 46/0 می‌باشند درنتیجه نیازی به حذف هیچ گویه‌ای از پرسش‌نامه نیست. در بررسی تحلیل عاملی تأییدی نتایج بیانگر این است که این پرسشنامه از برازش قابل قبولی در میان زنان و مردان متأهل ایرانی برخوردار است؛ که همسو بامطالعه سینگر و همکاران (2015)، است.

برای بررسی روایی همگرای پرسشنامه اشتیاق زناشویی از پرسشنامه رشد روانشناسی دوسویگی استفاده شد. نتایج به‌دست‌آمده نشان داد که این پرسشنامه با رشد روانشناسی دوسویگی همبستگی مثبت و معنی‌داری در سطح الفای 01/. دارند و این همبستگی در حد مطلوب است. در تبیین این یافته می‌توان گفت هر دو پرسشنامه، دوسویگی را می‌سنجند که بیان‌گر به ‌‌اشترک گذاری احساسات، افکار، آرزوها و سرگرمی‌ها در زوجین است که شکلی اساسی برای نمایش مسئولیت‌پذیری در رابطه‌های همراه با دل‌بستگی است (کوان و همکاران، 2013). با توجه به اینکه نتایج تحقیقات نشان داده است که دوسویگی یک متغیر تأثیرگذار در روابط زناشویی (الکساندر[43]، 2005؛ فریدبرگ، 2009؛ میدمنت، 2006)، رضایت زناشویی (جنرو و همکاران، 1992؛ سینگر و همکاران، 2015)، بهزیستی و سلامت زوجین (الیا و همکاران، 2015؛ سینگر و همکاران، 2015) می‌باشد و موجب قدرتمندی روابط می‌شود (کوان و همکاران، 2013)، بنابراین می‌توان همسو با نتایج تحقیقات انجام‌شده بیان نمود که دوسویگی یک متغیر تأثیرگذار در روابط زناشویی است.

برای بررسی روایی واگرای پرسشنامه اشتیاق زناشویی از پرسشنامه دل‌زدگی زناشویی استفاده شد. نتایج به‌دست‌آمده نشان داد که این پرسشنامه با پرسشنامه دل‌زدگی زناشویی همبستگی منفی و معنی‌داری در سطح الفای 01/. دارند که نشان می‌دهد این آزمون‌ها خصیصه‌های متفاوتی را اندازه‌گیری می‌کنند. بنابراین این پرسشنامه دارای اعتبار واگرا است. ازآنجایی‌که دل‌زدگی زناشویی، کاهش تدریجی دل‌بستگی عاطفی به همسر تعریف می‌شود که با احساس بیگانگی، بی‌علاقگی و بی‌تفاوتی به یکدیگر و جایگزینی عواطف منفی به‌جای عواطف مثبت همراه است (شریفی، 2011). می‌توان همبستگی منفی این سازه را با دوسویگی تبیین کرد. از سوی دیگر، تحقیقات از رابطه منفی بین رضایت زناشویی، عملکرد و صمیمیت زوجین و دل‌زدگی زناشویی حکایت دارند (اولادی، 2011؛ پاینز، نیل، همر، آیسکسون^{^[44]}^، 2011؛ کیان فرد، 2014) و فقدان دل‌زدگی زناشویی از فاکتورهای سلامت روان به شمار می‌رود و نقش مهمی در زندگی زناشویی ایفا می‌کند (کیان فرد و همکاران، 2014). با توجه به رابطه مثبت رضایت زناشویی و بهزیستی زوجین با دوسویگی، رابطه منفی دوسویگی با دل‌زدگی زناشویی قابل تبیین است.

به‌منظور بررسی همسانی درونی مقیاس اشتیاق زناشویی از روش الفای کرونباخ استفاده شد. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده (ضریب آلفا با مقدار 901/0 برای کل مقیاس، برای مردان 86/0 و برای زنان 88/0)، همسانی درونی این پرسشنامه مطلوب و رضایت‌بخش است. این یافته با نتایج تحقیق سینگر و همکاران (2015) و گیلدرسو (2015) همسو می‌باشد.

در مجموع، با توجه به ویژگی‌های مقیاس اشتیاق زناشویی می‌توان گفت که این ابزار می‌تواند به‌عنوان ابزاری معتبر چه به‌صورت فردی یا گروهی مورداستفاده قرار گیرد. این ابزار به‌عنوان یک ابزار تشخیصی در کارهای بالینی به کار رفته است (سینگر و اسکریت، 2014) و با استفاده از آن در مشاوره ازدواج و زوج درمانگری می‌توان ما بودن و دوسویگی را در بین زوجین سنجید و با تأکید بر نقاط قوت و همچنین جنبه‌هایی از رابطه بین زوجین که ما بودن پایینی را نشان می‌دهد، آموزش‌های لازم برای برقراری ارتباط مؤثر و بهتر در زوجین را فراهم کرد (سینگر و همکاران، 2015)؛ و توجه زوجین را به موجودیت سوم و بزرگ‌تر که فراتر از خود منحصربه‌فردشان است. به‌عبارت‌دیگر «ما بودن» بیشتر جلب کند تا از مزایای رابطه‌ای پویاتر و بهتر بهره ببرند.

محدودیت‌های پژوهش

علیرغم این‌که در این مطالعه با رعایت اصول پژوهش‌های تحلیل عاملی و مدل معادلات ساختاری و تعداد افراد نمونه تلاش شده نتایج به‌دست‌آمده بتواند از تعمیم‌پذیری مطلوبی برخوردار شود، اما برخی از محدودیت‌ها اجتناب‌ناپذیر بوده است. اول، این مطالعه به دلیل استفاده از ابزارهای خودگزارشی ممکن است موجب شده باشد که شرکت‌کنندگان برای کسب تأیید اجتماعی پاسخ‌های خود را تحریف کنند. یکی دیگر از محدودیت این مطالعه، با توجه به این‌که نمونه مورداستفاده در این پژوهش منحصر به شهر شیراز و از شیوه نمونه‌گیری در دسترس بوده است، در تعمیم‌پذیری نتایج می‌بایست احتیاط لازم صورت گیرد. در آخر، عدم برآورد پایایی به شیوه بازآزمایی جهت تعیین استواری درونی برحسب عامل زمان، از محدودیت‌های این پژوهش بود.

پیشنهاد‌های پژوهشی

با توجه به نتایج پژوهش حاضر، پیشنهاد می‌گردد پژوهشگران برای تعیین همسانی درونی پرسشنامه از شیوه باز آزمایی استفاده نمایند. انجام مطالعات دقیق‌تر و گسترده‌تر با حجم نمونه بیش‌تر جهت بررسی رابطه دوسویگی با کنشورزی زناشویی از قبیل رضایت، سازگاری و ثبات زناشویی و همچنین ارتباط آن با سلامت جسمانی و روانی زوجین پیشنهاد می‌شود.

پیشنهاد‌های کاربردی

- آموزش روش‌ها و مهارت‌های ارتباط مؤثر در میان زوجین برای ارتقای کیفیت روابط آنان و افزایش ما بودن و دوسویگی.

- استفاده از این پرسشنامه در نمونه‌های بالینی برای بررسی تأثیر ما بودن و دوسویگی در میان زوجین متعارض.

[1]. Singer, Labunko, Alea, & Baddeley

[2]. Agnew, Van Lange, Rusbult, & Langston

[3]. Aron & Aron

[4]. Alea, Singer, & Labunko

[5]. Ogden

[6]. We.ness

[7]. mutuality

[8]. Skerrett & Fergus

[9]. Gildersleeve

[10]. Sarnoff & Sarnoff

[11]. Josselson

[12]. Reid et al.

[13]. Freedberg

[14]. Maidment

[15]. Valentich

[16]. Kruger

[17]. Godwin, Swank, Vaeth, & Ostwald

[18]. Kayser, Watson, & Andrade

[19]. Rohrbaugh, Mehl, Shoham, Reilly, & Ewy

[20]. Rohrbaugh, Shoham, Skoyen, Jensen, & Mehl

[21]. Siegel

[22]. Mutual Psychological Development Questionnaire

[23]. Couples Mutuality Questionnaire

[24].The Marital Engagement – Type of Union Scale [ME (To US)

[25]. Engler

[26]. Coan, Kasle, Jackson, Schaefer, & Davidson

[27]. Zayas, Bright, Álvarez.Sánchez, & Cabassa

[28]. Marital Burnout

[29]. Pines

[30]. Waltz & Bausell

[31]. Polite & Beck

[32]. Kaiser.Meyer.Olkin Measure of Sampling Adequacy

[33]. Bartlett

[34]. Tucker. Lewis Index

[35].Schriber

[36].Kyle

[37].Kenny

[38].McCallum, Brown & Sugawara

[39].Kinnear & Gray

[40].Stapleton

1.Ledermann et al

[42]. Nunnally & Bernstein

[43]. Alexander

[44]. Pines, Neal, Hammer, & Icekson

مراجع

Reference

Agnew, C. R., Van Lange, P. A. M., Rusbult, C. E., & Langston, C. A. (1998). Cognitive interdependence: Commitment and the mental representation of close relationships.Journal of Personality and Social Psychology, 74(4), 939–954.

Alexander, C. (2007). You are what you do. Journal of Relational Child and Youth Care Practice, (20)3, 17-21.

Aron, A., & Aron, E. N. (1986). Love as the expansion of the self: Understanding attraction and satisfaction. New York: Hemisphere

Baddeley, J. L., Berry, M., & Singer, J. A. (2013). Mutuality and Marital Adjustment, Well-Being, and Health in Military Couples. The military psuchologist, 28(3), 19-25.

Bodenmann, G., Plancherel, B., Beach, S. R. H., Widmer, K., Gabriel, B., Meuwly, N., Charvoz, L., Hautzinger, M., & Schramm, E. (2008). Effects of coping-oriented couple therapy on depression: A randomized clinical trial. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 76(6), 944-954.

Coan, J. A., Kasle, S., Jackson, A., Schaefer, H. S., & Davidson, R. J. (2013). Mutuality and the social regulation of neural threat responding. Attachment & human development, 15(3), 303-315.

Comrey, A. L., & Lee, H. B. (1992). A First Course in Factor Analysis (2nd ed.). Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum.

Engler, B. (2014). Personality Theories: An Introduction, Ninth Edition, International Edition. 171-177.

Feeney, B. C. (2007). The dependency paradox in close relationships: Accepting dependence promotes independence. Journal of Personality and Social Psychology, 92, 268–285.

Fergus, K. (2015). Theoretical and Methodological Underpinnings of Resilience in Couples: Locating the ‘We’ Couple Resilience (pp. 23-42): Springer.

Fergus, K., & Skerrett, K. (2015). Resilient couple coping revisited: Building relationship muscle. In Couple Resilience (pp. 199-210). Springer Netherlands.

Freedberg, S. (2009). Relational theory for social work practice: A feminist perspective: Routledge.

Gildersleeve, S. (2015). Capturing the "We-ness" of Happy Couples through Narrative Analysis. Psychology Honors Papers. Paper 52. htp://digitalcommons.conncoll.edu/psychhp/52

Godwin, K. M., Swank, P. R., Vaeth, P., & Ostwald, S. K. (2013). The longitudinal and dyadic effects of mutuality on perceived stress for stroke survivors and their spousal caregivers. Aging and Mental Health, 17(4), 423-431.

Gottman, J. M. (2011). The science of trust: Emotional attunement for couples. New York, NY: W. W. Norton & Co

Gottman, J. M., & Silver, N. (1999). The seven principles for making marriage work. New York: Three Rivers Press.

Josselson, R. (1992). The space between us: Exploring the dimensions of human relationships. San Francisco: Jossey-Bass Publishers.

Kayser, K., Watson, L. E., & Andrade, J. T. (2007). Cancer as a" we-disease": Examining the process of coping from a relational perspective. Families, Systems, & Health, 25(4), 404.

Khalouiee, S., Fallahchai, R., Moazen Jami, A. (In Press). Psychometric properties and the factor structure of Mutual Psychological Development Questionnaire (MPDQ) among Iranian married people. (In Persian).

Kianfard, M., et al (2014). Prediction of positive and negative affect from sexual satisfaction and couple burnout factors in the staff. J. Life Sci. Biomed. 4(6), 536- 540. (In Persian).

Kinnear, P. R., & Gray, C. D. (2004). IBM SPSS statistics 19 made simple: Psychology Press.

Kline, R. (2010). Principles and Practice of Structural Equation Modeling, 3rd edn Guilford Press. New York. USA.. ISBN, 1965705777.

Kruger, D. J. (2015). Non‐Mammalian Infants Requiring Parental Care Elicit Greater Human Caregiving Reactions Than Superprecocial Infants Do. Ethology, 121(8), 769-774.

Kyle, R. (1999). Basic concepts of confirmatory factor analysis. Paper presented at the Annual Meeting of the Southwest Education Research Association, San Antonio, TX.

Ledermann, T., Bodenmann, G., Gagliardi, S., Charvoz, L., Verardi, S., Rossier, J., Iafrate, R. (2010). Psychometrics of the Dyadic Coping Inventory in three language groups. Swiss Journal of Psychology/Schweizerische Zeitschrift für Psychologie/Revue Suisse de Psychologie, 69(4), 201.

Maidment, J. (2006). The quiet remedy: A dialogue on reshaping professional relationships. Families in Society: the journal of contemporary social services, 87(1), 115-121.

Meyers, L.S., Gamest, G., & Goarin, A.J. (2006). Applied multivariate research, design and interpretation, thousand oaks. CA: Sage Publications.

Naderi, F., & Azadmanesh, P. (2012). The comparison of marital burnout, family function and intimacy in woman and man staff. Journal social psychology (new findings in psychology), 7(22). (In Persian).

Naeem, S. (2008). Marital Burnout relationship, intimate relationship with spouse and marital conflicts with violence against women in the city of Ilam. Master's Thesis, Islamic Azad University of Ahvaz. (In Persian).

Nunnally, J. C., & Bernstein, I. (1994). Validity. Psychometric theory, 3.

Ogden, T. H. (2004). The analytic third: Implications for psychoanalytic theory and technique. The Psychoanalytic Quarterly, 73(1), 167-195.

Oladi, Z. (2011).The effectiveness of group therapy based on reality therapy in reducing of burnout and increasing of marital satisfaction in married women. Master's Thesis, Ferdowsi University of Mashhad (In Persian).

Pines A. M. (1996). Couple burnout: Causes and cures. London: Routledge, ISBNO-415-916. 32-1.

Pines, A. M., Neal, B., Hammer, L. B., & Icekson, T. (2011). Job burnout and couple burnout in dual-earner couple in the sandwiched generation. Journal of Social Psychology Quarterly, 74,361_386.

Polit, D. F., Beck, C. T., & Owen, S. V. (2007). Is the CVI an acceptable indicator of content validity? Appraisal and recommendations. Research in nursing & health, 30(4), 459-467.

Reid, D. W., Dalton, E. J., Laderoute, K., Doell, F. K., & Nguyen, T. (2006). Therapeutically induced changes in couple identity: The role of we-ness and interpersonal processing in relationship satisfaction. Genetic, Social, and General Psychology Monographs, 132, 241–284.

Rohrbaugh, M. J., Mehl, M. R., Shoham, V., Reilly, E. S., & Ewy, G. A. (2008). Prognosticsignificance of spouse we talk in couples coping with heart failure. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 76(5), 781–789.

Rohrbaugh, M. J., Shoham, V., Skoyen, J. A., Jensen, M., & Mehl, M. R. (2012). We-talk,communal coping, and cessation success in a couple-focused intervention for health compromised smokers. Family Process, 51(1), 107-121.

Sarnoff, I., & Sarnoff, S. (1989). Love-centered marriage in a self-centered world. New York: Hemisphere Pub. Corp.

Sharifi, M, Karasouli S, Beshlideh, K. (2011). Attribution retraining effectiveness in reducing fatigue and the likelihood of divorce and marital couples divorce. Journal of counseling and family therapy, 1(2), 212-225 (In Persian).

Siegel, D. J. (2012). The developing mind: How relationships and the brain interact to shape who we are (2nd ed.). New York, NY: Guilford Press.

Singer, J. A., & Skerrett, K. (2014). Positive couple therapy: Using ‘we’ stories to enhance resilience. New York: Routledge.

Singer, J., Alea, N., Labunko-Messier, B., & Baddeley, J. (2015). Mutuality and the marital engagement-type of union scale (me to us): Empirical support for a clinical instrument in couple therapy. In K. Skerrett & K. Fergus (Eds.), Couple resilience: Emerging perspectives (pp. 123–137) Dordrecht, the Netherlands: Springer.

Skerrett, K. (1996). From isolation to mutuality: A feminist collaborative model for couple therapy. Women & Therapy, 19, 93–106.

Skerrett, K. (2003). Couple dialogues with illness: Expanding the “we”. Families, Systems & Health, 21, 69–80.

Skerrett, K. (2004). Moving toward We: Promise & peril. In W. Rosen & M. Walker (Eds.),How connections heal New York: Guilford Press.

Skerrett, K. (2013). Resilient relationships: Cultivating the healing potential of couple stories. In J. Jordan & J. Carlson (Eds.), Creating connection: A relational-cultural approach with couples (pp. 45–60). New York: Routledge.

Valentich, M. Feminist theory and social work practice. Social Work Treatment: Interlocking Theoretical Approaches, 5th ed, 205-224.

Waltz, C., & Bausell, R.B. (1983). Nursing Research: design, statistics and computer analysis. 1st Edition, F.A. Davis Co; Philadelphia.

Zayas, L. H., Bright, C. L., Álvarez-Sánchez, T., & Cabassa, L. J. (2009). Acculturation, familism and mother–daughter relations among suicidal and non-suicidal adolescent Latinas. The journal of primary prevention, 30(3-4), 351-369.