نوع مقاله : مقاله پژوهشی فارسی
نویسندگان
1 دانشجو دکتری روان شناسی بالینی،دانشجو،گروه روانشناسی بالینی،دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی،دانشگاه علامه طباطبایی،تهران،ایران
2 کارشناسی ارشد روان شناسی تربیتی،دانشجو،گروه روان شناسی تربیتی،دانشکده علوم تربیتی و روان شناسی،دانشگاه الزهرا، تهران، ایران
3 استادیار گروه مشاوره، ،دانشکده علوم تربیتی و روان شناسی، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران
چکیده
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Given the rising divorce rate in Iran and the critical role of co-parenting quality in children's mental health, a valid instrument to assess this construct is essential. The present study aimed to examine the psychometric properties of the Multidimensional Co-Parenting Scale for Dissolved Relationships (MCS-DR) within the Iranian population. In this cross-sectional psychometric study, the Persian version of the questionnaire (MCS-DR-F) was administered to a sample of 207 divorced parents. The factor structure of the questionnaire was evaluated using Confirmatory Factor Analysis (CFA). Reliability was assessed via Cronbach's alpha (ranging from 0.756 to 0.880), McDonald's omega (0.742 to 0.872), and composite reliability. Convergent validity was examined using the Average Variance Extracted (AVE) index (exceeding 0.50), while discriminant validity was assessed using the Heterotrait-Monotrait ratio of correlations (HTMT). To evaluate criterion validity, the Parenting Stress Index-Short Form (PSI-SF) was utilized. Results indicated a significant positive correlation between conflict dimensions and parenting stress (r = 0.482, p < 0.01) and a significant negative correlation between support and parenting stress (r = -0.395, p < 0.01). The results confirmed that the four-factor structure of the questionnaire—comprising "Support," "Overt Conflict," "Covert Conflict-Internally Regulated," and "Covert Conflict-Externally Regulated"—demonstrated a good fit with the research data (CFI = 0.92, RMSEA = 0.06). The findings indicate that the Persian version of the MCS-DR is a valid instrument for assessing various dimensions of post-divorce co-parenting in Iranian society. It can be effectively utilized in research, clinical interventions, and legal contexts related to divorce and child custody. Furthermore, the instrument demonstrated comparable applicability across both mothers and fathers, with no significant gender differences observed in any of the four co-parenting dimensions. Additionally, cultural differences observed in the correlation patterns between co-parenting dimensions, compared to studies conducted in other cultures, may reflect specific cultural characteristics of the Iranian context.
Introduction
Divorce profoundly transforms family structures and carries far-reaching consequences for children's psychological well-being. In Iran, the divorce rate reached 47% in early 2023, rising to 67% in Tehran (National Organization for Civil Registration, 2023). Research consistently demonstrates that post-divorce interparental conflict is associated with behavioral problems, anxiety, and depression in children, while cooperative co-parenting serves as a protective factor for their mental health and academic functioning (Ferraro et al., 2016; Van Dijk et al., 2020). Co-parenting after divorce refers to the shared parental responsibility in raising children following marital dissolution and has been identified as a key mechanism in predicting children's post-separation mental health (Lamela & Figueiredo, 2016).
The construct is multidimensional, encompassing co-parenting support and conflict, the latter manifesting as overt (direct, hostile exchanges) or covert conflict involving indirect tactics such as triangulating children or undermining the other parent (McHale et al., 2011). Despite its significance, covert conflict remains understudied due to measurement limitations. Of 21 existing co-parenting instruments, only eight assessed covert conflict, and only two targeted divorced families specifically (Mollà Cusí et al., 2020). The MCS-DR (Ferraro et al., 2018) addresses this gap by simultaneously measuring all four co-parenting dimensions and has demonstrated adequate reliability in Spain (α = 0.72–0.89) and Japan (α = 0.71–0.81). However, its psychometric properties had not been examined in Iran, where societal norms restrict post-divorce spousal contact and no validated co-parenting instrument for divorced families existed (Nikparvar et al., 2021). Therefore, this study aimed to examine the factor structure, reliability, and validity of the Persian MCS-DR within the Iranian context.
Method
This cross-sectional psychometric study employed a descriptive-correlational design with CFA. The population comprised divorced parents in Iran with at least one child under 18. Sampling was conducted via convenience and snowball methods through online platforms (Eitaa, Telegram, and Shad) during 2024. Based on Bentler and Chou's (1987) guideline of 5–15 participants per item, and accounting for 15% attrition, 253 participants were recruited. After excluding incomplete or invalid responses, 207 divorced parents remained (51% female, 49% male; mean age = 41.75, SD = 6.32). Mean marriage duration was 9.24 years (SD = 4.18), mean time since divorce was 3.65 years (SD = 2.14), and 70% held primary custody.
The Persian MCS-DR-F was developed via forward-backward translation (Brislin et al., 1986), reviewed by two specialists for cultural adequacy, and piloted on 15 participants before final deployment. The instrument comprises 22 items on a five-point Likert scale covering four subscales. The Parenting Stress Index–Short Form (PSI-SF; Abidin, 1995; Iranian validation: Fadaei et al., 2011, α = 0.90) assessed criterion validity. Data were analyzed using SPSS-26 and Amos-26.
Results
CFA confirmed the four-factor structure with good model fit: χ²/df = 2.03; RMSEA = 0.062; CFI = 0.95; TLI = 0.94; GFI = 0.914; SRMR = 0.068. All factor loadings exceeded 0.40. Internal consistency was satisfactory: Support (α = 0.880, ω = 0.872, CR = 0.890, AVE = 0.551), Overt Conflict (α = 0.871, ω = 0.872, CR = 0.879, AVE = 0.537), Self-Controlled Covert Conflict (α = 0.756, ω = 0.759, CR = 0.768, AVE = 0.501), and Externally-Controlled Covert Conflict (α = 0.777, ω = 0.742, CR = 0.868, AVE = 0.504). All AVE values exceeded 0.50, confirming convergent validity, and all HTMT ratios fell below 0.85 (range: 0.057–0.569), confirming discriminant validity. Criterion validity was supported by a significant positive correlation between Overt Conflict and parental distress (r = 0.482, p < 0.01) and a negative correlation between Support and parental distress (r = −0.395, p < 0.01). No significant gender differences were found across any co-parenting dimension (p > 0.05).
Discussion and Conclusion
The present study confirmed that the Persian MCS-DR-F possesses sound psychometric properties for assessing post-divorce co-parenting in Iran. The four-factor structure was replicated consistently with the original instrument and cross-cultural validations in Spain and Japan, underscoring its structural robustness across contexts. The adequate measurement of covert conflict dimensions is particularly noteworthy, as this domain has historically been neglected in co-parenting assessment tools (Mollà Cusí et al., 2020). The positive correlation between conflict subscales and parenting stress aligns with theoretical models positing that antagonistic co-parenting heightens parental distress and compromises parenting quality (Feinberg, 2003). The absence of gender differences enhances the instrument's applicability to both mothers and fathers—a practically important finding for clinical and legal use. Cultural differences in intercorrelation patterns, compared to Western studies, likely reflect Iran's sociocultural norms, including restricted post-divorce contact and family-centered values (Nikparvar et al., 2021). Limitations include convenience sampling, reliance on self-report measures, and the absence of test-retest reliability data. Future research should employ larger and geographically diverse samples, incorporate both parents' perspectives simultaneously, and examine measurement invariance across custody and gender groups. Practically, the MCS-DR-F can be utilized by clinicians to identify dysfunctional co-parenting patterns, by family courts to inform custody decisions, and by counselors designing post-divorce support programs.
کلیدواژهها [English]
طلاق به عنوان یک پدیدۀ اجتماعی پیچیده، تغییراتی عمیق در ساختار خانواده[1] ایجاد میکند (Xu, 2024). آمارهای رسمی در ایران نشان میدهد در ماههای نخست سال ۱۴۰۲، نرخ طلاق به ۴۷ درصد رسیده و در تهران این نرخ به ۶۷ درصد افزایش یافته است (National Organization for Civil Registration, 2023). این روند صعودی طلاق پیامدهایی گسترده برای خانوادهها و به ویژه کودکان به همراه دارد و میتواند دیدگاه آنها نسبت به آینده، برداشتشان از مفهوم خانواده و کیفیت رابطهشان با والدین را دگرگون کند (حاجی حیدری و همکاران، 1402). شواهد پژوهشی متعددی تأیید میکند تعارضات بین والدین پس از طلاق با افزایش مشکلات رفتاری (فهیمی و رضوانی، 1401)، اضطراب و افسردگی (Zhu et al., 2024) و نشانههای روانتنی (El-Sheikh et al., 2009) در کودکان ارتباط دارد. در مقابل، همکاری و توافق بین والدین تأثیری مثبت بر سلامت روانی و عملکرد تحصیلی کودکان میگذارد (Ferraro et al., 2016). با این حال، طلاق والدین بر همۀ کودکان به یک شکل تأثیر نمیگذارد و تنوعی قابل ملاحظه در نحوۀ سازگاری آنها وجود دارد. این تغییرپذیری به عوامل متعدد اقتصادی، اجتماعی، فردی و ارتباطی مرتبط است (Lansford, 2009; Amato, 2010). مطالعات نشان میدهند کیفیت رابطۀ هموالدگری[2] نقشی تعیینکننده در سازگاری کودکان با شرایط جدید خانواده ایفا میکند (Akarçay Ulutaş & Taşkıran, 2024; Blackstone & Hill, 2020) و میتواند به عنوان عاملی محافظتی در برابر پیامدهای منفی طلاق عمل کند. مفهوم هموالدی پس از طلاق[3] که نخستین بار در نظریۀ مراحل طلاق[4] بوهانان و برنارد مطرح شد، به مسئولیت مشترک والدین طلاقگرفته در تربیت فرزندانشان اشاره دارد (Bohannan & Bernard, 1971). بررسی سیستماتیک تأثیر طلاق بر سلامت روانی کودکان (Lamela & Figueiredo, 2016) نشان میدهد هموالدگری مکانیسمی کلیدی در پیشبینی سلامت روانی کودکان پس از جدایی والدین است.
هموالدگری، به عنوان سازهای منحصربهفرد، به شیوۀ مراقبت مشترک والدین از فرزندان اشاره دارد و به عنوان مسئولیت مشترک در تأمین اجتماعیسازی، مراقبت و پرورش فرزندان تعریف میشود (Amato & Anthony, 2014; McHale et al., 2011). والدین طلاق گرفته که مسئولانه در فرزندپروری مشارکت میکنند، با چالشهای چندوجهی مواجه هستند: کنارگذاشتن اختلافات شخصی، همکاری در تصمیمگیریهای هماهنگ در دو خانوادۀ متمایز، حفظ رویکردی محترمانه، اجتناب از درگیری مقابل فرزندان و خودداری از انتقاد متقابل (Peixoto et al., 2022; Ferraro et al., 2016). رابطۀ هموالدگری ساختاری پیچیده و چندبعدی دارد. با وجود عدم توافق کامل پژوهشگران دربارۀ ابعاد دقیق این رابطه، ادبیات پژوهشی نشان میدهد این پدیده چندوجهی است. مطالعات به طور مداوم دو حوزۀ اصلی را شناسایی کردهاند: تعارض هموالدگری و همکاری/حمایت هموالدگری (Ferraro et al., 2016; McHale et al., 2011). تعارض هموالدگری به اختلافات و منازعات بین والدین دربارۀ نقشها و مسئولیتهای مرتبط با فرزندان اشاره دارد که میتواند در قالب انتقاد، تحقیر و سرزنش بروز یابد (McHale et al., 2011; Peixoto et al., 2022 ) در مقابل، همکاری به میزان حمایت، تعامل سازندۀ والدین و انتقال جوّ وفاداری متقابل به کودک اطلاق میشود (Lansford, 2009). مطالعات نشان میدهند سطح تعارض بین والدین با مشکلات بلندمدت سازگاری کودکان ارتباط مستقیم دارد؛ به طوری که افزایش تعارض هموالدگری به مشکلات عاطفی و رفتاری بیشتری منجر میشود (Harold & Sellers, 2018; Van Eldik et al., 2020 ). همچنین، روابط هموالدگری خصمانه با مهارتهای ضعیفتر فرزندپروری و کیفیت پایینتر رابطۀ والد-کودک همبستگی دارد (Van Dijk et al., 2020).
تحلیلهای دقیقتر در حوزۀ تعارض هموالدگری دو شکل متمایز را شناسایی کردهاند: تعارض آشکار و پنهان (Buehler & Trotter, 1990). تعارض آشکار به تبادلات مستقیم و تهاجمی بین والدین اشاره دارد (McHale et al., 2011). شواهد پژوهشی متعددی نشان میدهد تعارض خصمانه، شدید و مکرر بین والدین عامل خطر مهمی برای کودکان محسوب میشود و با طیفی گسترده از پیامدهای منفی همچون مشکلات خواب (El-Sheikh et al., 2009)، رفتارهای درونیسازی و برونیسازیشده (Margolin et al., 2001)، مشکلات بینفردی، مشکلات جسمانی(McHale, 1997; Zhu et al., 2024) و افت تحصیلی (Pellón-Elexpuru et al., 2024) ارتباط دارد. این نوع تعارض پرمطالعهترین حوزۀ پژوهشی در هموالدگری پس از طلاق است (Teubert & Pinquart, 2010; McHale et al., 2011; Ferarro et al., 2018). در مقابل، تعارض پنهان ماهیتی مبهمتر دارد و شناسایی آن چالشبرانگیزتر است (Petren et al., 2017; McHale et al., 2011; McHale & Sirotkin, 2019). ویژگی اصلی این نوع تعارض استفاده از تاکتیکهای غیرمستقیم و ظریف توسط والدین برای تخریب والد دیگر و درگیرکردن کودک در اختلافات است. در این شرایط، والدین دارای حضانت ممکن است مرزهای والدگری را نقض کنند و کودک را در میان منازعات خود قرار دهند که این امر ممکن است به شکل قربانیسازی کودک یا فشار برای همراستایی با یکی از والدین بروز یابد (Teubert & Pinquart, 2010; McHale et al., 2011). این پدیده که با عناوینی همچون مثلثسازی (Buehler & Trotter, 1990; Petren et al., 2017) یا گمشدگی نقش والدینی (Kerig & Swanson, 2010) نیز شناخته میشود، کودکان را در موقعیتی قرار میدهد که ناچار به انتخاب بین والدین یا فاصلهگیری از آنها میشوند. پژوهشها ارتباطی معنادار بین تعارض پنهان و بروز افسردگی (Xu, 2024) و رفتارهای ضداجتماعی (Petren et al., 2017) در کودکان نشان دادهاند.
مطالعاتی (Ahrons, 1981; McHale, 1997) در حوزۀ سنجش ابزار هموالدگری انجام شده است که بیانگر تأکید بر دو بُعد حمایت و تعارض آشکار در روابط والدین و غفلت از تعارض پنهان است. این در حالی است که تجزیهوتحلیل تعارضات والدینی مشترک منعکسکنندۀ ادبیاتی است که نشان میدهد تعارضات والدینی مشترک پس از طلاق شامل اشکال آشکار و مستقیم تعارض و اشکال پنهان، غیرمستقیم، یا به عبارت دیگر، منفعل تعارض است (Ferraro et al., 2016). تعارض پنهان به دلیل ماهیت ظریفتر و دشواری شناسایی آن، در مقایسه با تعارض آشکار، کمتر مطالعه شده است. این امر به توسعۀ محدود ابزارهای ارزیابی برای این سازه منجر شده است. مولا-کاوسی و همکاران در بررسی سیستماتیک ابزارهای ارزیابی رابطۀ هموالدگری، دریافتند از 21 ابزار بررسیشده، فقط هشت مورد به نوعی تعارض پنهان را ارزیابی میکنند که عمدتاً در قالب تضعیف یا مثلثسازی مفهومسازی شده است (Mollà Cusí et al., 2020). از این میان، فقط دو ابزار (McHale et al., 2011; Ferarro et al., 2018) این پدیده را در خانوادههای طلاقگرفته میسنجند. مقیاس چندبُعدی هموالدگری پس از طلاق (Ferarro et al., 2018) یکی از ابزارهای شاخص در این حوزه است که برای سنجش کیفیت هموالدگری طراحی شده است. این ابزار ابعادی متنوع از هموالدگری شامل حمایت، تعارض آشکار، تعارض پنهان کنترلشده توسط خود و تعارض پنهان کنترلشده توسط دیگران را ارزیابی میکند و به پژوهشگران ابزاری ارائه میدهد تا اشکال ظریفتر تعارض هموالدگری را در میان والدینی که طلاق گرفتهاند، بررسی کنند. این امر نشاندهندۀ پیشرفتی مهم در مطالعۀ هموالدگری پس از طلاق است؛ زیرا اشکال پنهان تعارض هموالدگری معمولاً مطالعه نمیشوند. توسعۀ آیتمها با توجه به محدودیتهای شرحدادهشده در ادبیات موجود در رابطه با فرزندپروری مشترک پس از طلاق هدفمند بود تا هم تصویری کاملتر از روابط فرزندپروری مشترک پس از طلاق به دست آید و هم اطمینان حاصل شود که هر یک از سازههای فرضی شامل آیتمهایی هستند که طیفی وسیع از رفتارها را شامل چندین بازیگر در بر میگیرند. همچنین، مطالعات اعتباریابی این ابزار در کشورهای مختلف پایایی قابل قبولی را نشان دادهاند؛ به طوری که ضریب آلفای کرونباخ در اسپانیا (Ángela Ordóñez-Carabaño et al., 2024) بین 72/0 تا 89/0 و در ژاپن (Aoki, 2020) بین 71/0تا 81/0گزارش شده است.
هموالدگری پس از طلاق در فرهنگهای سنتی با ارزشهای جمعگرایانه، همچون ایران، چالشهایی منحصربهفرد را ایجاد میکند. در بافت فرهنگی ایران، نگرشهای منفی نسبت به طلاق و عدم تشویق به حفظ ارتباط با همسر سابق تعاملات والدین را به طرزی قابل ملاحظه محدود میکند (Nikparvar et al., 2021). با وجود تلاش کاویانی و همکاران در اعتباریابی ابزاری برای سنجش هموالدگری در خانوادههای سالم ایرانی، تا کنون هیچ پژوهشی ابزاری مناسب برای ارزیابی هموالدگری پس از طلاق در جامعۀ ایرانی را بررسی و اعتباریابی نکرده است (Kaviyani et al., 2025). با توجه به نقش کلیدی هموالدگری در سلامت روانی و اجتماعی کودکان و تأثیر عمیق الگوهای تعارض و همکاری والدین بر سازگاری آنها (Feinberg, 2003; Ferraro et al., 2018)، وجود ابزاری معتبر برای سنجش این سازه در بافت فرهنگی ایران ضرورتی انکارناپذیر است. پرسشنامۀ چندبُعدی هموالدگری پس از طلاق (MCS-DR) در کشورهای مختلف اعتبارسنجی شده و پایایی مطلوبی را نشان داده است (Ángela Ordóñez-Carabaño et al., 2024; Aoki, 2020)، اما تا کنون ویژگیهای روانسنجی این ابزار در نمونۀ ایرانی بررسی نشده است. بنابراین، پژوهش حاضر با هدف اعتبارسنجی و بررسی ویژگیهای روانسنجی MCS-DR در نمونۀ ایرانی انجام میشود تا امکان استفاده از آن در مطالعات داخلی و برنامههای حمایتی فراهم شود. با توجه به افزایش نرخ طلاق در جامعۀ ایران، این پژوهش گامی مؤثر در راستای ارتقای سلامت روان کودکان خانوادههای طلاقگرفته خواهد بود؛ زیرا نتایج این مطالعه میتواند به متخصصان حوزۀ خانواده کمک کند تا با استفاده از ابزاری معتبر، کیفیت هموالدگری را ارزیابی و مداخلاتی مناسب را طراحی کنند.
روش پژوهش
این پژوهش از نوع مطالعات ابزارسازی با رویکرد روانسنجی بود که به روش توصیفی-همبستگی و با استفاده از تحلیل عاملی تأییدی انجام شد.
جامعه، روش نمونهگیری، حجم نمونه و ویژگیهای نمونه
جامعۀ آماری این پژوهش شامل والدین طلاقگرفتۀ ساکن ایران بود که دستکم یک فرزند زیر ۱۸ سال داشتند. انتخاب این معیار سنی با ابزار اصلی پژوهش، یعنی مقیاس MCS-DR که برای والدین دارای فرزندان خردسال طراحی شده است، همسو است (Ferraro et al., 2018) و با پژوهشهای انجامشده در ایران در حوزۀ هموالدگری پس از طلاق نیز همخوانی دارد (Gholami Jam et al., 2021). افزون بر این، بر اساس قوانین حضانت در ایران، سرپرستی فرزندان تا سن ۱۸سالگی ادامه دارد. نمونهگیری به روش در دسترس و گلولهبرفی و از طریق پلتفرمهای مجازی (ایتا، تلگرام و شاد) در سال ۱۴۰۳ انجام شد.
برای محاسبۀ حجم نمونه در این پژوهش از قاعدۀ بنتلر و چو استفاده شد که برای تحلیل عاملی تأییدی پیشنهاد میکند بهازای هر گویه بین 5 تا 15 نمونه در نظر گرفته شود (Bentler & Chou, 1987). با توجه به اینکه پرسشنامۀ این پژوهش شامل 22 گویه است، حجم نمونۀ مناسب بین 110 تا 330 نفر برآورد شد. در این مطالعه، با در نظر گرفتن استاندارد 10 نمونه بهازای هر گویه، حجم نمونه 220 نفر تعیین شد. با احتساب احتمال ریزش 15درصدی، حجم نمونۀ نهایی 253 نفر محاسبه شد. در نهایت، پس از جمعآوری دادهها و حذف پرسشنامههای ناقص و نامعتبر، 207 پرسشنامه (معادل 4/9 نمونه بهازای هر گویه) تحلیل شد که همچنان در محدودۀ قابل قبول برای انجام تحلیل عاملی تأییدی قرار دارد. نمونهگیری به روش در دسترس و از طریق سکوهای آنلاین در سال ۱۴۰۳ انجام شد. پرسشنامه به صورت برخط طراحی و لینک آن در گروههای پرکاربرد شبکههای اجتماعی مانند ایتا، تلگرام و گروههای والدین در نرمافزار شاد به اشتراک گذاشته شد. برای افزایش دامنۀ دسترسی، از روش نمونهگیری گلولهبرفی نیز استفاده شد؛ به این صورت که از شرکتکنندگان درخواست شد لینک پرسشنامه را در گروههای مرتبط دیگر به اشتراک بگذارند. معیارهای ورود عبارتاند از: الف) والدین جداشده، ب) دستکم 6 ماه از طلاق آنها گذشته باشد، تا ارزیابی هموالدگری بازتاب الگوهای نسبتاً پایدار پس از عبور از مرحلۀ حاد و هیجانی اولیۀ طلاق باشد، پ) دستکم دارای یک فرزند کمتر از 18 سال، وجود دستکم یک فرزند زیر ۱۸ سال برای معناداربودن سنجش سازههای هموالدگری ضروری است؛ زیرا این سازه به تعاملات والدین در تربیت کودکان/نوجوانان وابسته است: اگر دارای بیشتر از یک فرزند باشند، از آنها خواسته شده است تا کوچکترین فرزند را برای پاسخدهی در نظر بگیرند. معیارهای خروج عبارتاند از: الف) پرسشنامههایی که شواهدی از پاسخدهی شتابزده و غیرمعتبر داشته باشند، از جمله زمان پاسخدهی غیرواقعی کوتاه (کمتر از حداقل زمان منطقی مورد نیاز برای خواندن و پاسخدهی دقیق به آیتمها)، به عنوان شاخص کاهش کیفیت و روایی دادهها از تحلیل حذف شدند، ب) عدم مشارکت عملی یکی از والدین در فرایند فرزندپروری (به گونهای که تعامل هموالدگری عملاً وجود نداشته باشد).
در این مطالعه، میانگین سن شرکتکنندگان 32/6±75/41 سال (دامنۀ 29-58) بود. از نظر جنسیت، 106 نفر (51 درصد) زن و 101 نفر (49 درصد) مرد بودند. در زمینۀ تحصیلات، 31 نفر (15 درصد) دیپلم، 41 نفر (20 درصد) کاردانی، 72 نفر (35 درصد) کارشناسی، 50 نفر (24 درصد) کارشناسیارشد و 13 نفر (6 درصد) دکتری داشتند. 124 نفر (60 درصد) تماموقت شاغل، 52 نفر (25 درصد) پارهوقت و 31 نفر (15 درصد) خانهدار بودند. میانگین مدت ازدواج قبل از طلاق 18/4±24/9 سال و مدت زمان سپریشده از طلاق 14/2±65/3 سال بود. میانگین سن فرزندان 45/3±92/8 سال (دامنۀ 2-14) و میانگین تعداد فرزندان 68/1±76/0 بود. 114 نفر (55 درصد) از فرزندان پسر و 93 نفر (45 درصد) دختر بودند. 135 نفر (65 درصد) دانشآموز، 41 نفر (20 درصد) پیشدبستانی و 31 نفر (15 درصد) در سنین آموزش نبودند. در خصوص حضانت، 145 نفر (70 درصد) اظهار داشتند حضانت فرزند با آنهاست و 62 نفر (30 درصد) گزارش کردند فرزندشان با همسر سابق زندگی میکند.
ابزارهای پژوهش
پرسشنامۀ چندبُعدی هموالدگری پس از طلاق (MCS-DR)[5]: این پرسشنامه توسط فرارو و همکاران تدوین شده است و شامل ۲۲ گویه است که چهار بُعد از رفتارهای هموالدگری را ارزیابی میکنند: (۱) حمایت[6] که شامل کمک، هماهنگی و همکاری است و بیانگر درک مشترک والدین از وظایف فرزندپروری است؛ (۲) تعارض آشکار[7] که رفتارهای مقابلهای مستقیم و آشکارا خصمانه را منعکس میکند؛ (۳) تعارض پنهان با تنظیم درونی[8] که شامل رفتارهایی است که در کنترل خود پاسخدهنده است و به صورت منفعل-پرخاشگرانه یا غیرمستقیم (مثل انتقال پیام از طریق کودک) نمایان میشود؛ و (۴) تعارض پنهان با تنظیم بیرونی[9] که شامل رفتارهایی است که پاسخدهنده آنها را خارج از کنترل خود و ناشی از رفتار والد دیگر یا رفتارهای کودک (مانند جانبداری کودک از یکی از والدین) میداند. گویههای این پرسشنامه بر اساس مقیاس پنجدرجهای لیکرت (۱=هرگز تا ۵=همیشه) نمرهگذاری میشوند. دامنۀ نمرات در این پرسشنامه بین ۲۲ تا ۱۱۰ است و کسب نمرۀ بالاتر در هر زیرمقیاس به معنای فراوانی بیشتر آن رفتار در رابطۀ هموالدی است (Ferraro et al., 2018).
نسخۀ اصلی این پرسشنامه از روایی سازه و ملاکی مناسبی برخوردار است و پایایی آن در زیرمقیاسهای حمایت (۰٫۹۱)، تعارض آشکار (۰٫۹۲)، تعارض پنهان با تنظیم درونی (۰٫۷۷) و تعارض پنهان با تنظیم بیرونی (۰٫۸۳) به روش آلفای کرونباخ تأیید شده است (Ferraro et al., 2018). در مطالعۀ حاضر، همسانی درونی برای خردهمقیاسهای حمایت، تعارض آشکار، تعارض پنهان با تنظیم درونی و تعارض پنهان با تنظیم بیرونی به ترتیب با آلفای کرونباخ 880/0، 871/0، 756/0 و 777/0 به دست آمد. پایایی ترکیبی برای خردهمقیاسها در سطحی مطلوب قرار داشت و شاخص امگای مکدونالد برای این ابعاد به ترتیب 872/0، 872/0، 759/0و 742/0 محاسبه شد. روایی سازه از طریق تحلیل عاملی تأییدی با شاخصهای برازش مطلوب (CFI=0/95؛ TLI=0/94؛ RMSEA=0/062) تأیید شد. روایی همگرا با استفاده از شاخص میانگین واریانس استخراجشده (AVE) برای تمامی ابعاد (بین 501/0 تا 551/0) در سطحی مطلوب قرار داشت. روایی واگرا با استفاده از شاخص HTMT (مقادیر کمتر از 85/0) تأیید شد. همچنین، روایی ملاکی از طریق همبستگی معنادار بین تعارض آشکار و پریشانی والدینی (482/0=r، 01/0p<) و همبستگی منفی بین حمایت و پریشانی والدینی (395/0-r=،01/0p<) تأیید شد.
پرسشنامۀ استرس والدینی فرم کوتاه (PSI-SF)[10]: این پرسشنامه یک یک ابزار خودگزارشی ۳۶گویهای است که توسط آبیدین به منظور سنجش میزان استرس تجربهشده توسط والدین طراحی شده است (Abidin, 1995). این پرسشنامه شامل ۳۶ گویه است و سه خردهمقیاس شامل «پریشانی والدینی»، «تعامل ناکارآمد والد-کودک» و «کودک دشوار» را ارزیابی میکند. هر گویه بر اساس مقیاس پنجدرجهای لیکرت از ۱ (کاملاً مخالفم) تا ۵ (کاملاً موافقم) نمرهگذاری میشود. دامنۀ نمرات قابل کسب در این پرسشنامه از ۳۶ تا ۱۸۰ متغیر است و نمرات بالاتر نشاندهندۀ استرس والدینی بیشتر است. نسخۀ اصلی پرسشنامۀ استرس والدینی فرم کوتاه (PSI-SF) دارای روایی و پایایی مطلوبی است که توسط آبیدین با ضریب آلفای کرونباخ 95/0 گزارش شده است (Abidin, 1995). نسخۀ بومیسازیشدۀ این ابزار در ایران نیز از روایی و پایایی مطلوبی برخوردار است که توسط فدایی و همکاران (۱۳۹۰) با ضریب آلفای کرونباخ 90/0 ارزیابی و تأیید شده است. در پژوهش حاضر نیز ضریب آلفای کرونباخ برای این پرسشنامه برابر 96/0به دست آمد که نشاندهندۀ پایایی درونی مطلوب آن است.
روش اجرا و تحلیل داده
در این پژوهش، برای اقتباس و بومیسازی فرهنگی ابزار، از رویکرد ترجمه و بازترجمه[11] مطابق راهنمای پیشنهادی برینسلین و همکاران و توصیههای جامع بِهر و همکاران استفاده شد (Brislin et al., 1986; Behr et al., 2016). این فرایند که به عنوان یکی از استانداردترین و پذیرفتهشدهترین روشها در مطالعات اقتباس بینفرهنگی شناخته میشود، در چند گام به اجرا درآمد. در مرحلۀ اول، ابزار توسط یک مترجم متخصص ترجمه شد که به زبان مقصد تسلط کامل داشت. در گام دوم، نسخۀ ترجمهشده توسط مترجم مستقل دیگری که هم به زبان مبدأ و هم مقصد کاملاً مسلط بود، به زبان اصلی بازگردانده شد. سپس، اعضای تیم پژوهش با دقت به مقایسۀ تطبیقی دو نسخۀ اصلی و ترجمهشده مشغول شدند تا اطمینان حاصل شود مفاهیم و معانی اولیه به طور دقیق و صحیح منتقل شدهاند و مغایرت مفهومی یا معنایی در فرایند ترجمه رخ نداده است. در ادامه، دو نفر از متخصصان حوزۀ روانسنجی و زبانشناسی، ترجمۀ نهایی را به لحاظ انطباق فرهنگی، خوانایی و وضوح مفهومی ارزیابی کردند. در نهایت، به منظور بررسی کیفیت ترجمه و برطرفکردن ابهامات احتمالی، پرسشنامه در یک مطالعۀ مقدماتی بر روی نمونهای کوچک (15=n) اجرا شد و پس از اعمال اصلاحات لازم، نسخۀ نهایی در اختیار شرکتکنندگان پژوهش برای تکمیل قرار گرفت.
روش تحلیل
در این پژوهش، ویژگیهای روانسنجی پرسشنامۀ چندبُعدی هموالدگری پس از طلاق (MCS-DR) با استفاده از پایایی درونی (آلفای کرونباخ؛ 70/0α>)، پایایی ترکیبی (80/0CR>) و ضریب امگای مکدونالد (60/0<ω) مطلوب و (70/0<ω) قویتر ارزیابی شد (Nunnally & Bernstein, 1994; Hair et al., 2019; Dunn et al., 2014). در روانسنجی، انجام تحلیل عاملی اکتشافی پیش از تحلیل عاملی تأییدی یک الزام روششناختی قطعی نیست و این تصمیم به سطح تبیین نظری سازه و شواهد تجربی پیشین ابزار وابسته است. زمانی که ابزار دارای مدل اندازهگیری از پیش تعریفشده و اعتبارسنجیهای مکرر باشد، اجرای مستقیم تحلیل عاملی تأییدی (CFA) برای آزمون برازش مدل، رویکردی پذیرفتهشده و توصیهشده در ادبیات تخصصی است. در چنین شرایطی، CFA با هدف تأیید ساختار موجود کاملاً موجه تلقی میشود (Flora et al., 2012; Goretzko et al., 2024). تحلیل عاملی تأییدی برای بررسی ساختار عاملی و شاخصهای برازش (χ²/df، RMSEA، SRMR، CFI، TLI، GFI و AGFI) انجام شد (Hu & Bentler, 1999; Kline, 2015). روایی همگرا و واگرا با استفاده از شاخص میانگین واریانس استخراجشده (05/0<AVE) و شاخص HTMT بررسی شد (Henseler et al., 2015). همچنین، برای ارزیابی روایی ملاکی، رابطۀ نمرات MCS-DR با پرسشنامۀ استرس والدینی فرم کوتاه (PSI-SF) ارزیابی شد (Abidin, 1995). تحلیلهای توصیفی با SPSS-26 و CFA با Amos-26 انجام شد.
یافتهها
در این بخش، یافتههای پژوهش در چهار قسمت ارائه میشود: ابتدا، یافتههای توصیفی شامل میانگین، چولگی و کشیدگی گویهها و ابعاد پرسشنامه گزارش میشود. سپس، نتایج پیشپردازش و بررسی مفروضههای آماری دادهها ارائه می شود. در ادامه، یافتههای مربوط به شاخصهای روانسنجی پرسشنامه شامل نتایج تحلیل عاملی تأییدی، شاخصهای برازش مدل، روایی (همگرا و واگرا) و پایایی ابزار بررسی میشود.
جدول 1: ویژگیهای توصیفی گویهها و ابعاد پرسشنامۀ چندبُعدی هموالدگری بعد از طلاق
Table 1: Descriptive characteristics of items and the post-divorce polyparenting questionnaire
|
شمارۀ پرسش |
محتوا |
میانگین |
چولگی |
کشیدگی |
|
|
بُعد یک: تعارض آشکار |
64/4 |
723/0- |
181/0- |
|
۱ |
گفتوگوهای بین من و همسر سابقم تنشآلود و/یا کنایهآمیز است. |
75/4 |
714/0- |
894/0- |
|
۲ |
همسر سابقم از من انتقاد یا مرا تحقیر میکند. |
69/4 |
516/0- |
19/1- |
|
3 |
تعاملات با همسر سابقم ناخوشایند و/یا ناراحتکننده است. |
21/5 |
00/1- |
09/0- |
|
4 |
در طول اختلافات، همسر سابقم بر سر من فریاد میزند یا جیغ میکشد. |
82/4 |
66/0- |
78/0- |
|
5 |
ما نسبت به یکدیگر تحقیر یا بیاحترامی نشان میدهیم. |
33/4 |
52/0- |
08/1- |
|
6 |
صحبتهای همسر سابقم کنایهآمیز است یا دربارۀ فرزندپروری من شوخی میکند. |
01/4 |
09/0- |
46/1- |
|
|
بعُد دو: حمایت |
24/3 |
433/0 |
595/0- |
|
7 |
ما اهداف و انتظاراتی مشابه برای فرزندمان داریم. |
95/3 |
12/0- |
41/1- |
|
8 |
ما دربارۀ استانداردهای کلی رفتار فرزندمان توافق داریم. |
78/3 |
10/0 |
34/1- |
|
9 |
همسر سابقم در تربیت فرزندمان برای من منبعی مناسب است. |
53/2 |
31/1 |
66/0 |
|
۱0 |
ما قوانینی مشابه برای فرزندمان داریم. |
55/3 |
25/0 |
42/1- |
|
۱1 |
ما در تصمیمگیریهای مربوط به تربیت فرزند از یکدیگر مشاوره و/یا کمک میخواهیم. |
69/2 |
79/0 |
76/0- |
|
۱2 |
ما در تصمیمگیریهای دشوار فرزندپروری از یکدیگر حمایت میکنیم. |
95/2 |
69/0 |
93/0- |
|
|
بُعد سه: تعارض پنهان با تنظیم درونی |
19/3 |
43/1 |
52/0- |
|
۱3 |
من سعی میکنم به فرزندمان نشان دهم که از همسر سابقم بهتر هستم. |
16/4 |
28/0- |
35/1- |
|
۱4 |
من از فرزندمان دربارۀ زندگی شخصی همسر سابقم میپرسم. |
74/2 |
95/0 |
38/0- |
|
۱5 |
من دربارۀ فرزندپروری همسر سابقم کنایهآمیز صحبت میکنم. |
81/2 |
85/0 |
55/0- |
|
۱6 |
به جای ابراز مستقیم نظراتم به او، ناامیدیهایم را در رابطه با همسر سابقم با فرزندمان در میان میگذارم. |
18/3 |
55/0 |
18/1- |
|
۱7 |
من از همسر سابقم انتقاد یا او را تحقیر میکنم. |
05/3 |
53/0 |
21/1- |
|
|
بُعد چهار: تعارض پنهان با تنظیم بیرونی |
75/3 |
09/0 |
29/0- |
|
۱8 |
وقتی بحث میکنیم، فرزندمان طرف کسی را میگیرد. |
01/4 |
91/0 |
39/1- |
|
19 |
به جای ابراز مستقیم نظراتش به من، همسر سابقم ناامیدیهایش را در رابطه با من با فرزندمان در میان میگذارد. |
98/3 |
16/0 |
35/1- |
|
۲0 |
همسر سابقم از طریق فرزندمان به من پیام میفرستد. |
10/3 |
64/0 |
85/0- |
|
21 |
همسر سابقم از فرزندمان دربارۀ زندگی شخصی من میپرسد. |
77/3 |
10/0 |
42/1- |
|
۲۲ |
وقتی من و همسر سابقم اختلاف نظر داریم، فرزندمان وارد بحث میشود یا طرف کسی را میگیرد. |
62/3 |
36/0 |
28/1- |
در فرایند اعتباریابی، ابتدا دادههای نامعتبر و پرت با استفاده از نمودارهای پراکندگی و آزمون ماهالانوبیس شناسایی و حذف شدند. به دلیل طراحی پرسشنامه به صورت اجباری، هیچ دادۀ گمشدهای وجود نداشت. نرمالبودن دادهها در سطح تکمتغیری، مطابق معیارهای کلاین بود که بیان میکند قدر مطلق چولگی و کشیدگی متغیرها به ترتیب نباید از 3 و 10 فراتر رود (Kline, 2015). تحلیلهای آماری نشان داد تمامی گویهها و ابعاد در محدودۀ مطلوب قرار دارند (جدول 1). در سطح چندمتغیری، آزمون مردیا نشان داد چولگی (2134/0=b₁,ₚ؛ 0876/0=p) و کشیدگی چندمتغیره (5421/3=b₁,ₚ؛ 3812/0=p) از نظر آماری معنادار نیستند. با تأیید پیششرطهای لازم، از روش حداکثر درستنمایی برای تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد و بارهای عاملی بزرگتر از 4/0 به عنوان معیار پذیرش گویهها در نظر گرفته شدند (Henseler et al., 2015).
جدول 2: شاخصهای برازش مدل اندازهگیری پژوهش و مقایسه با مقادیر قابل قبول
Table 2: Fit indices of the research measurement model and comparison with acceptable values
|
شاخص برازش |
X2 |
df |
P |
مجذور خی دو بر درجۀ آزادی (χ²/df) |
ریشۀ خطای میانگین مجذورات تقریب (RMSEA) |
شاخص برازش توکرلویس (TLI) |
شاخص برازندگی تطبیقی (CFI) |
ریشۀ استاندارد باقیماندۀ مجذور میانگین (SRMR) |
شاخص برازندگی هنجارشده (NFI) |
نیکویی برازش (GFI) |
شاخص نیکویی برازش تعدیلشده (AGFI) |
|
مدل پژوهش |
36/412 |
203 |
۰۰۱/۰ |
۰3/۲ |
۰62/۰ |
۹4/۰ |
۹5/۰ |
068/0 |
91/0 |
914/0 |
89/0 |
|
مقادیر قابلقبول |
- |
- |
- |
> ۴ |
۰۸/۰> |
۹۰/۰< |
۹۰/۰< |
۰۸/۰> |
۹۰/۰< |
۹۰/۰< |
۹۰/۰< |
تحلیل نشان داد مدل اندازهگیری از برازشی مطلوب برخوردار است (087/0=p، 203=df، 36/412=x2). شاخص نسبت مجذور خی به درجۀ آزادی (03/2) کمتر از مقدار مجاز ۴، شاخص ریشۀ خطای میانگین مجذورات تقریب (062/0) کمتر از 08/0، و شاخصهای برازش تطبیقی (95/0)، توکر – لویس (94/0)، برازندگی هنجارشده (91/0) و نیکویی برازش (914/0) همگی بیشتر از مقدار قابلقبول 90/0 هستند. همچنین، شاخص ریشۀ استاندارد باقیماندۀ مجذور میانگین (068/0) کمتر از مقدار بحرانی 08/0 است که نشاندهندۀ برازش مناسب مدل با دادههای پژوهش است. فقط شاخص نیکویی برازش تعدیل شده (89/0) اندکی کمتر از حد قابل قبول 90/0 است، اما با توجه به مطلوببودن سایر شاخصها، میتوان گفت مدل در مجموع از برازشی مناسب با دادههای پژوهش برخوردار است (جدول 2).
شکل 1: نتایج تحلیل عاملی تأییدی برای ساختار چهارعاملی مرتبۀ اول مدل اندازهگیری پژوهش به همراه بارهای عاملی استاندارد و خطاهای اندازهگیری
Figure 1: Results of confirmatory factor analysis for the first-order four-factor structure of the Multi-Dimensional Co-Parenting After Divorce Questionnaire (MCS-DR) with standardized factor loadings and measurement errors
نتایج تحلیل عاملی تأییدی (CFA) نشان میدهد تمامی بارهای عاملی در سطحی مطلوب قرار دارند و متغیرهای مشاهدهشده بهدرستی سازههای مکنون مربوط را اندازهگیری میکنند. در بُعد تعارض آشکار، قویترین بار عاملی مربوط به گویۀ «تعاملات با همسر سابقم ناخوشایند و/یا ناراحتکننده است.» با مقدار 82/0 است که نشاندهندۀ تأثیر قوی این متغیر بر سازۀ پنهان است. در بُعد حمایت، گویۀ «ما دربارۀ استانداردهای کلی رفتار فرزندمان توافق داریم.» با بار عاملی 86/0 بیشترین همبستگی را با این سازه نشان میدهد. در بُعد تعارض پنهان با تنظیم درونی، گویۀ «به جای ابراز مستقیم نظراتم به او، ناامیدیهایم را در رابطه با همسر سابقم با فرزندمان در میان میگذارم.» با بار عاملی 79/0 قویترین شاخص است. در بُعد تعارض پنهان با تنظیم بیرونی، گویۀ «وقتی من و همسر سابقم اختلاف نظر داریم، فرزندمان وارد بحث میشود یا طرف کسی را میگیرد.» با بار عاملی 91/0 بیشترین همبستگی را با سازۀ مربوط دارد. در مقابل، ضعیفترین بار عاملی مربوط به گویۀ «وقتی من و همسر سابقم اختلاف نظر داریم، فرزندمان وارد بحث میشود یا طرف کسی را میگیرد.» در بُعد تعارض پنهان با تنظیم بیرونی با مقدار 41/0 است که نسبت به سایر متغیرها اثری کمتر در اندازهگیری این سازه دارد، اما همچنان بالاتر از حد قابل قبول 4/0 قرار دارد.
علاوه بر این، ضرایب همبستگی بین سازههای پنهان نشان میدهند ارتباط منفی قوی بین بُعد تعارض آشکار و حمایت (با مقدار 56/0-) وجود دارد. همچنین، همبستگی منفی بین بُعد تعارض آشکار و تعارض پنهان با تنظیم درونی (با مقدار 44/0-) مشاهده میشود. بین بُعد حمایت و تعارض پنهان با تنظیم بیرونی همبستگی مثبت ضعیفی (05/0) وجود دارد، در حالی که همبستگی مثبت 37/0 بین بُعد تعارض پنهان با تنظیم درونی و تعارض پنهان با تنظیم بیرونی مشاهده میشود. این نتایج نشان میدهد برخی از سازهها تأثیر متقابل منفی دارند، در حالی که برخی دیگر به طور همافزا بر یکدیگر اثر میگذارند (شکل 1).
اعتبار همگرا و واگرا
نتایج تحلیل پایایی و روایی همگرا نشان میدهد شاخص میانگین واریانس استخراجشده (AVE) برای تمامی سازههای مدل در سطحی قابل قبول قرار دارد. مقادیر AVE برای تمامی ابعاد بالاتر از حد آستانۀ 50/0 قرار دارند که نشاندهندۀ روایی همگرای مناسب است. بُعد «حمایت» با مقدار AVE برابر 551/0 بیشترین میزان همگرایی را در میان سازهها نشان میدهد، در حالی که بُعد «تعارض آشکار» با مقدار 537/0 در رتبۀ بعدی قرار دارد. ابعاد «تعارض پنهان با تنظیم بیرونی» و ـتعارض پنهان با تنظیم درونی» نیز به ترتیب با مقادیر 504/0 و 501/0 از حداقل سطح مورد انتظار برای روایی همگرا برخوردار هستند. این یافتهها تأیید میکنند گویههای هر بُعد به طور مناسب سازۀ مربوط را منعکس میکنند و همبستگی درونی مناسبی با یکدیگر دارند (جدول 3).
جدول 3: شاخصهای پایایی و روایی همگرا
Table 3: Convergent reliability and validity indices
|
ابعاد |
آلفای کرونباخ |
ضریب امگا |
پایایی ترکیبی |
AVE |
|
تعارض آشکار |
871/0 |
872/0 |
879/0 |
537/0 |
|
حمایت |
880/0 |
872/0 |
890/0 |
551/0 |
|
تعارض پنهان با تنظیم درونی |
756/0 |
759/0 |
768/0 |
501/0 |
|
تعارض پنهان با تنظیم بیرونی |
777/0 |
742/0 |
868/0 |
504/0 |
نتایج شاخص HTMT (نسبت روشهای چندخصیصه-چندروشی) نشان میدهد تمامی مقادیر کمتر از حد آستانه 85/0 هستند که بیانگر روایی واگرای مطلوب مدل است. کمترین مقدار HTMT بین ابعاد «تعارض پنهان با تنظیم درونی» و «حمایت» (057/0) مشاهده شد که نشاندهندۀ تمایز قوی بین این دو سازه است. بیشترین مقدار HTMT بین ابعاد «تعارض آشکار» و «حمایت» (569/0) قرار دارد که اگرچه نسبتاً بالاتر است، همچنان زیر حد بحرانی 85/0 قرار میگیرد. همچنین، مقدار HTMT بین «تعارض پنهان با تنظیم درونی» و «تعارض پنهان با تنظیم بیرونی» (423/0) نشاندهندۀ ارتباط معنادار اما متمایز بین این دو بُعد است (جدول 4).
جدول 4: شاخص نسبت روشهای چندخصیصه-چندروشی برای بررسی روایی واگر
Table 4: HTMT index for examining the validity of Wager
|
|
1 |
2 |
3 |
4 |
|
تعارض آشکار |
|
|
|
|
|
حمایت |
569/0 |
|
|
|
|
تعارض پنهان با تنظیم درونی |
407/0 |
057/0 |
|
|
|
تعارض پنهان با تنظیم بیرونی |
340/0 |
243/0 |
423/0 |
|
نتایج تحلیل همبستگی بین ابعاد پرسشنامۀ هموالدگری و استرس والدینی نشان میدهد تعارض آشکار با پریشانی والدینی همبستگی مثبت معناداری دارد (482/0r=، 01/0p<) که نشاندهندۀ همگرایی مناسب بین این دو سازه است. همچنین، حمایت با پریشانی والدینی همبستگی منفی معناداری دارد (395/0-r=، 01/ 0p<) که نشاندهندۀ واگرایی مناسب بین این دو سازه است. همچنین، تعارض پنهان با تنظیم درونی با تعامل ناکارآمد والد-کودک 367/0=r، 01/0p<) و تعارض پنهان با تنظیم بیرونی با کودک دشوار (412/0=r، 01/0p<) همبستگیهای مثبت معناداری دارند که همگرایی بین این سازهها را تأیید میکند. همبستگی ضعیف بین تعارض پنهان با تنظیم درونی و حمایت (057/0r=، 05/0p>) نیز واگرایی مناسب بین این دو بُعد را نشان میدهد. به طور کلی، این نتایج همگرایی بین سازههای مرتبط و واگرایی بین سازههای متمایز را تأیید میکنند و نشان میدهند پرسشنامههای استفادهشده از روایی همگرا و واگرای مناسبی برخوردار هستند.
پایایی مقیاس اعتماد به بدن
برای سنجش پایایی درونی هر بُعد از پرسشنامۀ چندبُعدی هموالدگری پس از طلاق (MCS-DR)، از سه شاخص آماری استفاده شد (جدول 3). آلفای کرونباخ که نشاندهندۀ میانگین همبستگی بین گویههای هر بُعد است، با نقطۀ برش 70/0 ارزیابی شد (Nunnally & Bernstein, 1994). برای مقیاسهای چندبُعدی، شاخص پایایی ترکیبی (CR) با معیار بیشتر از 70/0 استفاده شد (Hair et al., 2019). همچنین، ضریب امگای مکدونالد با دو سطح ارزیابی شد: مقادیر بیشتر از 60/0 نشاندهندۀ پایایی مطلوب و بیشتر از 70/0 نشاندهندۀ پایایی قویتر هستند (Dunn et al., 2014). نتایج تحلیل نشان داد تمامی شاخصهای آلفای کرونباخ، امگای مکدونالد و ضریب پایایی ترکیبی برای هر یک از ابعاد پرسشنامه مقادیر بالایی دارند و از انسجام درونی قابل قبولی برخوردار هستند.
مقایسه ابعاد هموالدگری بر اساس جنسیت با کنترل وضعیت حضانت
به منظور بررسی تفاوت جنسیتی در ابعاد هموالدگری، ابتدا آزمون t دو گروه مستقل و سپس تحلیل کوواریانس با کنترل وضعیت حضانت انجام شد. نتایج نشان داد بین زنان و مردان در هیچ یک از چهار بُعد هموالدگری تفاوتی معنادار وجود ندارد: حمایت (19/0=p، 32/1=(205)t) ، تعارض آشکار (47/0=p، 73/0=(205)t)، تعارض پنهان-درونی(77/0=p، 29/0=(205)t) و تعارض پنهان-بیرونی (15/0=p، 51/1-=(205)t). با این حال، بررسی اندازههای اثر نشان داد زنان نمرات بالاتری در بُعد حمایت (64/3=M، 14/3=M) و مردان نمرات بالاتری در تعارض آشکار (70/4=M، 42/4=M) داشتند، هرچند این تفاوتها از نظر آماری معنادار نبودند. پس از کنترل وضعیت حضانت در تحلیلهای کوواریانس، این الگوها در همۀ ابعاد غیرمعنادار باقی ماندند. گفتنی است، وضعیت حضانت اثر مرزی بر خردهمقیاس حمایت نشان داد (08/0=p، 10/3=(1،205)F) (جدول 5).
جدول 5: مقایسۀ ابعاد هموالدگری بین زنان و مردان بر اساس آزمون t مستقل و تحلیل کوواریانس
Table 5: Comparison of co-parenting dimensions between mothers and fathers using independent samples t-test and ANCOVA
|
بُعد هموالدگری |
میانگین زنان (SD) |
میانگین مردان (SD) |
t |
p |
d کوهن |
F (آنکووا) |
p |
|
حمایت |
64/3(69/1) |
14/3(50/1) |
32/1 |
14/0 |
32/0 |
185/2 |
14/0 |
|
تعارض آشکار |
42/4(59/1) |
70/4(55/1) |
73/0- |
41/0 |
18/0- |
664/0 |
41/0 |
|
تعارض پنهان-درونی |
28/3(29/1) |
17/3(47/1) |
29/0 |
68/0 |
07/0 |
162/0 |
68/0 |
|
تعارض پنهان-بیرونی |
39/3(11/1) |
85/3(27/1) |
51/1- |
15/0 |
37/0- |
033/2 |
15/0 |
بحث و نتیجهگیری
پژوهش حاضر با هدف بررسی ویژگیهای روانسنجی پرسشنامۀ چندبُعدی هموالدگری پس از طلاق (MCS‑DR) در نمونهای از خانوادههای ایرانی انجام شد. این پرسشنامۀ 22گویهای توسط فرارو و همکاران ایجاد شده است و چهار بُعد حمایت، تعارض آشکار، تعارض پنهان با تنظیم درونی و تعارض پنهان با تنظیم بیرونی را میسنجد (Ferraro et al., 2018). یافتههای این مطالعه نشان داد نسخۀ فارسی این پرسشنامه در نمونۀ مورد بررسی از ساختار عاملی، پایایی و روایی مناسبی برخوردار است.
نتایج تحلیل عاملی تأییدی نشان داد ساختار چهارعاملی پرسشنامۀ MCS-DR شامل «حمایت»، «تعارض آشکار»، «تعارض پنهان با تنظیم درونی» و «تعارض پنهان با تنظیم بیرونی» با دادههای پژوهش برازشی مناسب دارد. این یافته با مطالعۀ اصلی فرارو و همکاران (Ferraro et al., 2018) و همچنین، مطالعات اعتباریابی در سایر فرهنگها مانند اسپانیا ( Ángela Ordóñez-Carabaño et al., 2024) و ژاپن (Aoki, 2020) همسو است. این همسویی نشان میدهد با وجود تفاوتهای فرهنگی، ساختار اصلی هموالدگری پس از طلاق در فرهنگهای مختلف مشابه است.
با این حال، تفاوتهایی در قدرت بارهای عاملی برخی از گویهها مشاهده شد. به طور خاص، گویۀ مربوط به «پرسش همسر سابق از فرزند دربارۀ زندگی شخصی» ضعیفترین گویه در بُعد تعارض پنهان با تنظیم بیرونی بود. این یافته ممکن است ناشی از تفاوتهای فرهنگی در درک حریم خصوصی و مرزهای ارتباطی در خانوادههای ایرانی باشد. در فرهنگ ایرانی که بر پیوندهای خانوادگی قوی و ارتباطات نزدیک تأکید دارد، ممکن است پرسش دربارۀ زندگی شخصی همسر سابق کمتر به عنوان نقض حریم خصوصی تلقی شود.
بررسی پایایی پرسشنامه با استفاده از سه شاخص آلفای کرونباخ، امگای مکدونالد و پایایی ترکیبی نشان داد تمامی ابعاد از همسانی درونی مطلوبی برخوردار هستند. این یافته با نتایج مطالعۀ اصلی فرارو و همکاران همخوانی دارد (Ferraro et al., 2018). بیشترین ضریب پایایی مربوط به بُعد حمایت بود که نشان میدهد این بُعد از انسجام درونی بیشتری برخوردار است. این یافته با مطالعات قبلی (Ángela Ordóñez-Carabaño et al., 2024) همسو است و میتواند به دلیل ماهیت مشخصتر و عینیتر رفتارهای حمایتی در مقایسه با سایر ابعاد باشد. در مقابل، کمترین ضریب پایایی مربوط به بُعد تعارض پنهان با تنظیم درونی بود که اگرچه همچنان در محدودۀ قابل قبول قرار دارد، میتواند نشاندهندۀ پیچیدگی بیشتر این سازه و دشواری سنجش آن باشد. نتایج تحلیل روایی همگرا نشان داد شاخص میانگین واریانس استخراجشده برای تمامی ابعاد در سطحی مطلوب قرار دارد که بیانگر روایی همگرای مناسب ابزار است. این یافته نشان میدهد گویههای هر بُعد بهخوبی سازۀ مربوط را منعکس میکنند. بررسی روایی واگرا با استفاده از شاخص HTMTنیز نشان داد تمامی مقادیر در محدودۀ قابل قبول هستند که نشاندهندۀ تمایز مناسب بین ابعاد مختلف پرسشنامه است. کمترین مقدار HTMT بین ابعاد تعارض پنهان با تنظیم درونی و حمایت مشاهده شد که نشاندهندۀ تمایز قوی بین این دو سازه است. این یافته منطقی به نظر میرسد، زیرا این دو بُعد از نظر مفهومی در دو قطب مخالف قرار دارند.
بررسی روایی ملاکی از طریق همبستگی با پرسشنامۀ استرس والدینی نیز یافتههایی قابل ملاحظه را آشکار کرد. همبستگی مثبت بین ابعاد تعارض و استرس والدینی با نظریۀ مراحل طلاق بوهانان و برنارد همخوانی دارد که بر تأثیر منفی تعارضات هموالدگری بر سلامت روانی والدین تأکید میکند (Bohannan & Bernard, 1971). همچنین، همبستگی منفی بین حمایت و استرس والدینی با یافتههای آکاراسی یولتاس و تسکرین همسو است که نشان دادهاند هموالدگری حمایتی میتواند به عنوان عاملی محافظتی در برابر استرسهای ناشی از طلاق عمل کند (Akarçay Ulutaş & Taşkıran, 2024).
یکی از یافتههای جالب توجه و اکتشافی این پژوهش تفاوتهای ظریف در الگوی همبستگی بین ابعاد مختلف هموالدگری در مقایسه با مطالعات انجامشده در سایر فرهنگها بود. به طور خاص، همبستگی بین تعارض آشکار و حمایت در نمونۀ ایرانی قویتر از مطالعات مشابه در فرهنگهای غربی مانند آمریکا (Ferraro et al., 2018) و اسپانیا (Ángela Ordóñez-Carabaño et al., 2024) بود. این یافته میتواند منعکسکنندۀ ویژگیهای فرهنگی جامعۀ ایرانی باشد که در آن، حفظ روابط خانوادگی حتی پس از طلاق از اهمیت زیادی برخوردار است. در فرهنگ ایرانی که بر ارزشهای جمعگرایانه و پیوندهای خانوادگی قوی تأکید دارد، طلاق هنوز با انگ اجتماعی همراه است و والدین طلاقگرفته ممکن است فشار بیشتری برای حفظ ظاهر رابطۀ مثبت با وجود تعارضات زیربنایی احساس کنند. این امر ممکن است به الگوهایی پیچیدهتر از تعامل منجر شود که در آنها، تعارض و حمایت به طور همزمان وجود دارند.
به طور کلی، نتایج این پژوهش نشان داد نسخۀ فارسی پرسشنامۀ چندبُعدی هموالدگری پس از طلاق (MCS-DR-F) از ویژگیهای روانسنجی مطلوبی در این نمونه برخوردار است و میتواند به عنوان ابزاری معتبر برای سنجش ابعاد مختلف هموالدگری پس از طلاق استفاده شود. این ابزار میتواند به پژوهشگران، متخصصان بالینی و مشاوران خانواده کمک کند تا درکی عمیقتر از پویاییهای هموالدگری در خانوادههای طلاقگرفتۀ ایرانی به دست آورند و مداخلاتی مؤثرتر برای بهبود کیفیت این روابط طراحی کنند. با توجه به افزایش نرخ
طلاق در ایران و اهمیت هموالدگری مؤثر در کاهش پیامدهای منفی طلاق برای کودکان، دسترسی به چنین ابزاری میتواند گامی مهم در راستای ارتقای سلامت روانی خانوادههای طلاقگرفته باشد.
عدم وجود تفاوت معنادار جنسیتی در هیچ یک از چهار بُعد هموالدگری با ویژگیهای روانسنجی گزارششده در اعتباریابی اصلی MCS-DR همسو است. فرارو و همکاران نشان دادند سه بُعد از چهار بُعد — تعارض آشکار، حمایت، و تعارض پنهان-بیرونی — از اینواریانس اندازهگیری بین دو جنس برخوردار هستند، در حالی که بُعد تعارض پنهان-درونی فقط در سطح اینواریانس شکلی قرار داشت (Ferraro et al., 2018). این امر نشان میدهد درک این بُعد ممکن است میان مادران و پدران متفاوت باشد. اندازههای اثر کوچک اما غیرمعنادار مشاهدهشده در پژوهش حاضر — به ویژه در بُعد حمایت (32/0=d) — حاکی از آن است که نسخۀ فارسی MCS-DR در بافت ایرانی برای هر دو جنس به طرزی قابل مقایسه عمل میکند. همچنین، اثر مرزی وضعیت حضانت بر خردهمقیاس حمایت (08/0=p) با یافتههای آئوکی در نمونۀ ژاپنی همخوانی دارد که نشان داد وضعیت حضانت — و نه جنسیت والد — عامل اصلی تمایزبخش در ابعاد هموالدگری است (Aoki, 2020). این یافتهها بر اهمیت کنترل متغیرهای ساختاری مانند وضعیت حضانت در پژوهشهای آتی تأکید میکنند.
این پژوهش با محدودیتهایی همراه بود که باید در تفسیر نتایج مورد توجه قرار گیرند. نخست، استفاده از روش نمونهگیری در دسترس ممکن است امکان تعمیم نتایج به کل جامعۀ ایرانی را محدود کند. دوم، این مطالعه فقط بر اساس گزارش یکی از والدین انجام شده و دیدگاه والد دیگر و همچنین کودکان را در نظر نگرفته است. سوم، ماهیت مقطعی پژوهش امکان بررسی پایایی بازآزمایی و ثبات زمانی ابزار را فراهم نکرده است.
برای پژوهشهای آینده پیشنهاد میشود: (الف) از نمونههای متنوعتر و گستردهتر از نظر جغرافیایی، فرهنگی و اقتصادی-اجتماعی استفاده شود؛ (ب) دیدگاه هر دو والد و همچنین کودکان در ارزیابی کیفیت هموالدگری لحاظ شود؛ (پ) مطالعات طولی برای بررسی ثبات زمانی ابزار و تغییرات در الگوهای هموالدگری در طول زمان انجام شود؛ (ت) ارتباط ابعاد مختلف هموالدگری با پیامدهای روانشناختی و رفتاری کودکان در بافت فرهنگی ایران بررسی شود؛ (ث) در پژوهشهای آتی، تغییرناپذیری اندازهگیری ابزار به صورت مقایسهای بین زنان و مردان در خانوادههای مطلقه بررسی شود؛ مشروط بر آنکه متغیرهای مرتبط با نقش والدینی، از جمله وضعیت حضانت، الگوی ملاقات و میزان درگیری والد-کودک، به طور نظاممند کنترل یا طبقهبندی شوند. چنین رویکردی میتواند به درک دقیقتر تفاوتهای جنسیتی در استرس فرزندپروری و اعتبار بینگروهی ابزار منجر شود.
یافتههای این پژوهش کاربردهای عملی مهمی در حوزههای مختلف دارد. در حوزۀ بالینی، این ابزار میتواند برای شناسایی الگوهای ناکارآمد هموالدگری و طراحی مداخلات متناسب با نیازهای خانوادههای طلاقگرفتۀ ایرانی استفاده شود. در حوزۀ حقوقی و قضایی، میتواند به متخصصان در ارزیابی دقیقتر کیفیت روابط هموالدگری و اتخاذ تصمیمهای مناسبتر دربارۀ حضانت و ملاقات کمک کند. در حوزۀ آموزشی، میتواند مبنایی برای طراحی برنامههای آموزشی والدین طلاقگرفته با هدف بهبود کیفیت هموالدگری فراهم آورد. افزون بر این، یافتههای پژوهش حاضر نشان میدهد نسخۀ فارسی MCS-DR برای هر دو گروه زنان و مردان طلاقگرفته به طور یکسان کاربرد دارد و تفاوتی معنادار در نمرات چهار بُعد هموالدگری بین دو جنس مشاهده نشد. این یافته روایی و کاربردپذیری فرافرهنگی ابزار را تقویت میکند.
تشکر و قدردانی
از تمامی افرادی که با شرکت در این پژوهش به روند اجرای طرح کمک کردند، نهایت تشکر و سپاسگزاری را داریم.
[1] family structure
[2] coparenting
[3] post-divorce co-parenting
[4] stations of divorce
[5] Multidimensional Coparenting Scale for Dissolved Relationships
[6] Support
[7] Overt Conflict
[8] Self-Controlled Covert Conflict
[9] Externally-Controlled Covert Conflict
[10] Parenting Stress Index–Short Form
[11] Forward-Backward Translation
)