نقش تعدیل کننده ی سبک های دلبستگی در رابطه ی بین ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 استاد گروه روانشناسی بالینی، دانشگاه تهران

2 دانشجوی کارشناسی ارشد روانشناسی بالینی، دانشگاه تهران

چکیده

با توجه به اهمیت شناخت متغیرهای تعیین‌کننده و تاثیرگذار بر رضایت زناشویی، پژوهش حاضر با هدف بررسی نقش تعدیل‌کننده‌ی سبک‌های دلبستگی در رابطه‌ی بین ناگویی هیجانی با رضایت زناشویی انجام گرفت.
روش‌کار: در این پژوهش اکتشافی از نوع همبستگی، افراد متاهل شاغل در دو بیمارستان‌های روان‌پزشکی رازی و سینا در شهرتهران به صورت داوطلب در یک دوره‌ی زمانی چهار ماهه در سال 1390 در این پژوهش شرکت کردند. از
شرکت‌کنندگان (195 زن، 103 مرد) خواسته شد که مقیاس دلبستگی بزرگسال (AAI)، مقیاس ناگویی هیجانی تورنتو (TAS-20) و پرسش‌نامه‌ی وضعیت زناشویی گلومبوک-راست (GRIMS) را تکمیل کنند. داده‌ها با استفاده از روش‌ها و شاخص‌های آماری شامل فراوانی، میانگین، انحراف معیار، ضریب همبستگی پیرسون و رگرسیون چندمتغیره‌ی تعدیلی تحلیل گردیدند.
یافته‌ها: ناگویی هیجانی با رضایت زناشویی همبستگی منفی معنی‌دار دارد (001/0P<)، سبک دلبستگی ایمن با رضایت زناشویی، همبستگی مثبت معنی‌دار (01/0P<) و سبک‌های دلبستگی ناایمن با رضایت زناشویی، همبستگی منفی
معنی‌دار دارد (001/0P<). نتیجه‌ی تحلیل رگرسیون نشان داد که تنها سبک دلبستگی ایمن، توان تعدیل رابطه‌ی ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی را دارد.
نتیجه‌گیری: بر اساس یافته‌های این پژوهش، می‌توان نتیجه گرفت که رابطه‌ی بین ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی یک رابطه‌ی خطی ساده نیست و سبک‌های دلبستگی می‌توانند این رابطه را تعدیل نمایند.
 
 

کلیدواژه‌ها


رضایت زناشویی[1]، ارزیابی کلی ذهنی فرد از رابطه­ی زناشویی و میزان برآورده شدن نیازها، خواسته­ها و آرزوهای شخصی و زوجی در این رابطه است (1).

تحقیقات نشان می­دهند که متغیرهای متعدد مانند عشق، تعهد، ارتباط، اعتمادمتقابل، احترام، حمایت، وفاداری، علایق مشترک، درک متقابل، صمیمیت،نگران یکدیگر بودن و توجه کردن، تبادل متقابل احساسات و افکار و تجربیات با رضایت زناشویی رابطه دارند (2).

ارتباط موثر[2] نقش برجسته­ای در رضایت زناشویی دارد
(6-3) و می­تواند نقش مهمی در ایجاد احساس امنیت برای زوجین داشته باشد (7). بیان عواطف[3]، عاملی اساسی در تمایز
زوج­های راضی از ناراضی است، چون نقش مهمی در رشد صمیمیت رابطه دارد (11-8). ابراز متقابل عواطف در زوجین احساس حمایت شدن را ایجاد نموده و خودآشکارسازی[4] بیشتر در رابطه را در پی دارد (12).

لیپرت و پراگر[5] نشان دادند که رفتار خودآشکارسازانه­ی زوجین با رضایت زناشویی، رابطه­ی مثبت دارد (13).

کوردوا، گی و وارن[6] نیز به این نتیجه رسیدند که مهارت­های عاطفی[7] و توانایی ابراز هیجان­ها با رضایت زناشویی رابطه­ی مثبت دارد (14). همدلی[8]، به این علت که به زوجین کمک می­کند تا یکدیگر را بهتر درک کنند و بفهمند، بر رضایت زناشویی موثر است (17-15).

 هم­چنین رشد صمیمیت[9]، عنصری تعیین­کننده در موفقیت یک ازدواج است (18). با توجه به اثری که متغیرهایی مانند صمیمیت، بیان عواطف، تبادلات عاطفی و همدلی بر رضایت زناشویی دارند مشکلات و اختلالاتی که بر این متغیرها و مسایل، اثر منفی بگذارند، می­توانند مانع از کسب رضایت زناشویی شوند.

ناگویی هیجانی[10] یکی از این مشکلات محسوب می­شود. ناتوانی در پردازش شناختی[11] اطلاعات هیجانی و تنظیم هیجان­ها، ناگویی هیجانی نامیده می­شود (19). ناگویی هیجانی سازه­ای است چندوجهی، متشکل از دشواری در شناسایی احساسات[12]، دشواری در توصیف احساسات برای دیگران، دشواری در تمایز بین احساسات و تهییج­های بدنی[13] مربوط به برانگیختگی هیجانی، قدرت تجسم محدود که بر حسب فقر خیال­پردازی­ها مشخص می­شود و سبک شناختی عینی (غیر تجسمی)، عمل­گرا و واقعیت­مدار یا تفکر عینی (19). افراد مبتلا به ناگویی هیجانی، تهییج­های بدنی بهنجار را بزرگ
می­کنند، نشانه­های بدنی انگیختگی هیجانی را بد تفسیر
می­کنند، درماندگی هیجانی را از طریق شکایت­های بدنی نشان می­دهند و در اقدامات درمانی نیز به دنبال درمان نشانه­های جسمانی هستند (19). همراه با این ویژگی­های اساسی، ویژگی­های متعدد دیگری مانند دشواری در پردازش اطلاعات هیجانی (20)، دشواری در فهم بیان چهره­ای (21) و ظرفیت کمتر برای همدلی (22) نیز در مبتلایان به ناگویی هیجانی مشاهده شده است. به دلیل بی­تفاوتی و بی­علاقگی نسبت به دیگران در این افراد، مشکلات بین شخصی متعدد در آن­ها مشاهده شده است (23،19). این افراد در بیان نیازهای­شان به دیگران مشکل دارند و توانایی مقابله با چالش­های بین شخصی در موقعیت­های اجتماعی را ندارند (24،19). این پژوهش­ها یافته­های وینرایب[14] و همکاران مبنی بر رابطه­ی بین ناگویی هیجانی و گریز از صمیمیت را تایید می­کنند (25). دریک و ون­هیول[15] پیشنهاد کردند که افراد مبتلا به ناگویی هیجانی، نیازی قوی به استقلال دارند که از تردید و عدم اعتمادشان به دیگران ریشه می­گیرد (26). از سوی دیگر، بهزیستی جسمی و ذهنی افراد به طور قابل ملاحظه­ای تحت تاثیر روابط صمیمی و نزدیک آن­ها قرار دارد. توانایی ایجاد و حفظ یک رابطه­ی عاشقانه­ی رضایت­بخش نیازمند توانایی تشخیص عواطف و هیجان­ها و توانایی ابراز آن­ها (29-27) و توانایی فهمیدن و درک کردن احساسات دیگران است (30). صمیمیت (احساس نزدیکی و به اشتراک گذاشتن عواطف و تجربیات با دیگری (31) و رفتارهای نگهدارنده­ی رابطه با احساس رضایت در رابطه­ی زناشویی همبستگی دارند (32). ویژگی­های مهم لازم برای ایجاد و حفظ روابط صمیمی و نزدیک در افرادی که نمرات بالایی در ناگویی هیجانی دریافت می­کنند، کمتر از حد لازم است و رابطه­ی متوسط منفی بین ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی تایید شده است (33).

با استناد به یافته­های پژوهشی که ذکر گردیدند، می­توان پیش­بینی کرد که ناگویی هیجانی در پژوهش حاضر نیز
رابطه­ای منفی با رضایت زناشویی داشته باشد. اما مسئله­ی اصلی در پژوهش حاضر، یافتن پاسخ تجربی برای این پرسش است که آیا رابطه­ی ناگویی هیجانی با رضایت/نارضایتی زناشویی یک رابطه­ی ساده است یا متغیرهای روان­شناختی دیگر بر این رابطه، تاثیر می­گذارند؟ بر این اساس و در چهارچوب پژوهش حاضر، نقش تعدیل­کننده­ی سبک­های دلبستگی در رابطه­ی بین ناگویی هیجانی با رضایت/نارضایتی زناشویی بررسی خواهد شد.

سبک دلبستگی[16] تجسم درونی فرد است از رابطه­ی دلبستگی که در کودکی با مراقبان خود داشته است. سبک دلبستگی فرد در کودکی، الگوی تعامل وی را در بزرگسالی با افراد مهم زندگی­اش تعیین می­کند. بین سبک دلبستگی مادر-نوزاد و مدل رابطه­ی عاشقانه­ی فرد در بزرگسالی رابطه وجود دارد (34). هازن و شیور[17] (34) با استفاده از سبک­های دلبستگی تدوین شده توسط اینسورث[18] و همکاران (35) سه سبک دلبستگی بزرگسالی را مطرح کردند: ایمن[19]، اجتنابی[20]، دوسوگرا[21]. هازن و شیور اظهار داشتند که سبک­های دلبستگی تمایزهای بنیادی افراد در تجسم ذهنی عشق رمانتیک را بازنمایی می­کند. دلبسته­های ایمن، تجربه­های عشق­شان را به صورت شادی­آور، قابل اعتماد، حمایت­کننده و دلپذیر توصیف می­کنند. در مقابل، اجتناب­گرها تجربه­ی عشق­شان را با ترس از صمیمیت توصیف می­کنند. دوسوگراها این تجربه را به صورت وسواسی، همراه با حسادت و جذابیت جنسی افراطی توصیف می­کنند. سبک­های دلبستگی با رضایت زناشویی هم رابطه دارد (39-36). این محققان، همبستگی­های مثبت بین سبک دلبستگی ایمن و رضایت زناشویی و رابطه­ی منفی بین سبک ناایمن و رضایت زناشویی را نشان دادند.

پژوهش­ها در زمینه­ی دلبستگی نشان می­دهند که سبک دلبستگی ناایمن به درجات بالایی با ناگویی هیجانی رابطه دارد (44-40).

بشارت نشان داد که احساسات ناامنی در روابط دلبستگی، نقص و نارسایی در شناسایی و ابراز هیجان­ها را پیش­بینی
می­کند (40). مونتباروچی[22] و همکاران نشان دادند که ناگویی هیجانی با دشواری در رابطه برقرار کردن و نزدیک شدن به دیگران و نیاز به تایید دیگران، رابطه­ی مثبت دارد و با اعتماد به دیگران، رابطه­ی منفی دارد (ویژگی­هایی که در افراد ناایمن وجود دارد) (44).

با توجه به نقشی که روابط نزدیک و صمیمی در بهزیستی، سلامت روانی و کمک به خودشکوفایی افراد دارد، شناسایی عوامل تاثیرگذار بر این روابط از اهمیت ویژه برخوردار است. صمیمیت و تبادلات عاطفی از عناصر مهم در رضایت زناشویی هستند که در افراد با ناگویی هیجانی دچار نقص شده­اند.

هم­چنین در این پژوهش، نقش تعدیل­کننده­ی سبک­های دلبستگی در رابطه­ی ناگویی هیجانی با رضایت زناشویی بررسی می­شود که به شناخت کامل­تر و بهتر روابط این متغیرها کمک می­کند.

بر این اساس، هدف­های پژوهش به این شرح دنبال می­شوند: 1-تعیین رابطه ناگویی هیجانی با رضایت زناشویی، 2-تعیین رابطه­ی سبک دلبستگی ایمن با رضایت زناشویی، 3-تعیین رابطه­ی سبک­های دلبستگی ناایمن با رضایت زناشویی، 4-تعیین نقش تعدیل­کننده­ی سبک­های دلبستگی در رابطه­ی بین ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی.

روش­کار

این پژوهش، یک مطالعه­ی اکتشافی از نوع همبستگی است. جامعه­ی آماری مورد بررسی در این پژوهش، افراد متاهل شاغل در بیمارستان­های روان­پزشکی شهر تهران بودند. افراد متاهل شاغل در دو بیمارستان روان­پزشکی رازی و سینای تهران در یک دوره­ی زمانی 4 ماهه در سال 1390 در این پژوهش شرکت کردند. از این جمعیت، تعداد 298 نفر (103 مرد، 195 زن) به صورت داوطلب شرکت کردند. پس از تشریح اهداف پژوهش و آماده شدن داوطلبان برای پاسخ­گویی به پرسش­نامه­ها، مقیاس دلبستگی بزرگسال[23] (AAI)؛ مقیاس ناگویی هیجانی تورنتو[24] (TAS-20) و پرسش­نامه­ی وضعیت زناشویی گلومبوک-راست[25] (GRIMS) در اختیار ایشان قرار گرفت. شرکت­کنندگان به صورت انفرادی پرسش­نامه­ها را تکمیل کردند و مدت زمان لازم برای پاسخ­گویی به
پرسش­نامه­ها حدود 40 دقیقه بود. ملاک­های ورود
شرکت­کنندگان در این پژوهش شامل نداشتن سابقه­ی
بیماری­های جدی پزشکی و روان­پزشکی مستلزم مصرف دارو و نداشتن سابقه­ی طلاق بود. تعداد 12 شرکت­کننده (کمتر از 4%) به پرسش­ها به صورت ناقص پاسخ داده بودند به همین دلیل از تحلیل­های آماری حذف شدند. برای رعایت نکات اخلاقی پژوهش، ابتدا طرح پژوهش از جهات علمی و اخلاقی در گروه روان­شناسی دانشکده­ی روان­شناسی و علوم تربیتی دانشگاه تهران تایید و تصویب شد. در مرحله­ی بعد، فرم رضایت­نامه­ی تایید شده به شرکت­کنندگان داده شد تا در صورت رضایت برای شرکت در پژوهش آن را پر کنند. در این فرم تصریح شده بود که شرکت­کنندگان این حق و اختیار را دارند که در هر مرحله از پژوهش بر اساس میل و اختیار کامل به همکاری خود با پژوهشگرخاتمه دهند. در نهایت داده­های پژوهش با استفاده از روش­ها و و شاخص­های آماری شامل فراوانی، درصد، میانگین، انحراف معیار، ضریب همبستگی پیرسون و رگرسیون چندمتغیره تعدیلی مورد بررسی قرار گرفتند. ویژگی­های روان­سنجی ابزار سنجش در این پژوهش به شرح زیر است:

الف- مقیاس دلبستگی بزرگسال (AAI): مقیاس دلبستگی بزرگسال که با استفاده از مواد آزمون دلبستگی هازن و شیور (34) ساخته و در مورد نمونه­هایی از جامعه­ی ایرانی هنجاریابی شده است (45)، یک آزمون 15 سئوالی است و سه سبک دلبستگی ایمن، اجتنابی و دوسوگرا را در مقیاس 5 درجه­ای لیکرت (هیچ=1، کم=2، متوسط=3، زیاد=4، خیلی زیاد=5) می­سنجد. حداقل و حداکثر نمره­ی آزمودنی در زیرمقیاس­های آزمون به ترتیب 5 و 25 خواهد بود. ضرایب آلفای کرونباخ پرسش­های هر یک از زیرمقیاس­های ایمن، اجتنابی و دوسوگرا در مورد یک نمونه­ی دانشجویی (1480 نفر شامل 860 دختر و 620 پسر) برای کل آزمودنی­ها به ترتیب 85/0، 84/0، 85/0، برای دانشجویان دختر 86/0، 83/0، 84/0 و برای دانشجویان پسر 84/0، 85/0 و 86/0 محاسبه شد که نشانه­ی همسانی درونی[26] خوب مقیاس دلبستگی بزرگسال است. ضرایب همبستگی بین نمره­های یک نمونه­ی 300 نفری از آزمودنی­ها در دو نوبت با فاصله­ی چهار هفته برای سنجش پایایی بازآزمایی[27] محاسبه شد. این ضرایب در مورد سبک­های دلبستگی ایمن، اجتنابی و دوسوگرا برای کل آزمودنی­ها به ترتیب 87/0، 83/0 و 84/0، برای دانشجویان دختر 86/0، 82/0، 85/0 و برای دانشجویان پسر 88/0، 83/0 و 83/0 محاسبه شد که نشانه­ی پایایی بازآزمایی رضایت­بخش مقیاس است. روایی محتوایی[28] مقیاس دلبستگی بزرگسال با سنجش ضرایب همبستگی بین نمره­های 15 نفر از متخصصان روان­شناسی مورد بررسی قرار گرفت. ضرایب توافق کندال برای سبک­های دلبستگی ایمن، اجتنابی و دوسوگرا به ترتیب 80/0، 61/0 و 57/0 محاسبه شد. روایی همزمان[29] مقیاس دلبستگی بزرگسال از طریق اجرای همزمان مقیاس­های مشکلات بین شخصی و حرمت خود کوپر اسمیت در مورد یک نمونه­ی 300 نفری از آزمودنی­ها ارزیابی شد. نتایج ضرایب همبستگی پیرسون نشان داد که بین نمره­ی آزمودنی­ها در سبک دلبستگی ایمن و زیرمقیاس­های مشکلات بین شخص همبستگی منفی معنی­دار (از 26/0=r تا 45/0=r) و با زیرمقیاس­های حرمت خود، همبستگی منفی اما غیرمعنی­دار به دست آمد.

 این نتایج، نشان دهنده­ی روایی کافی مقیاس دلبستگی بزرگسال است. نتایج تحلیل عوامل نیز با تعیین سه عامل سبک دلبستگی ایمن، سبک دلبستگی اجتنابی و سبک دلبستگی دوسوگرا، روایی سازه­ی[30] مقیاس دلبستگی بزرگسال را مورد تایید قرار داد (45). ضرایب آلفای کرونباخ زیرمقیاس­های ایمن، اجتنابی و دوسوگرا برای نمونه­ی پژوهش حاضر به ترتیب 83/0، 80/0 و 78/0 محاسبه شد.

ب- مقیاس ناگویی هیجانی تورنتو (20-TAS):مقیاس ناگویی هیجانی تورنتو (46) یک آزمون 20 سئوالی است و سه زیرمقیاس دشواری در شناسایی احساسات[31]، دشواری در توصیف احساسات[32] و تفکر عینی[33] را در اندازه­های پنج
درجه­ای لیکرت از نمره­ی 1 (کاملا مخالف) تا نمره­ی 5 (کاملا موافق) می­سنجد.

 یک نمره­ی کل نیز از جمع نمره­های سه زیرمقیاس برای ناگویی هیجانی کلی محاسبه می­شود. ویژگی­های روان­سنجی مقیاس ناگویی هیجانی تورنتو-20 در پژوهش­های متعدد بررسی و تایید شده است (51-47). در نسخه­ی فارسی مقیاس ناگویی هیجانی تورنتو-20، ضرایب آلفای کرونباخ برای ناگویی هیجانی کل و سه زیرمقیاس دشواری در شناسایی احساسات، دشواری در توصیف احساسات و تفکر عینی به ترتیب 85/0، 82/0، 75/0 و 72/0 محاسبه شد که نشانه­ی همسانی درونی خوب مقیاس است.

پایایی بازآزمایی مقیاس ناگویی هیجانی تورنتو-20 در یک نمونه­ی 67 نفری در دو نوبت با فاصله­ی چهار هفته از 70/0=r تا 77/0=r برای ناگویی هیجانی کل و زیرمقیاس­های مختلف تایید شد. روایی همزمان مقیاس ناگویی هیجانی تورنتو-20 بر حسب همبستگی بین زیرمقیاس­های این آزمون و مقیاس­های هوش هیجانی[34]، بهزیستی روان­شناختی[35] و درماندگی
روان­شناختی[36] بررسی و مورد تایید قرار گرفت. نتایج ضرایب همبستگی پیرسون نشان داد که بین نمره­ی آزمودنی­ها در مقیاس ناگویی هیجانی کل با هوش هیجانی (001/0>P، 70/0- =r)، با بهزیستی روان­شناختی (001/0>P، 68/0- =r) و با درماندگی روان­شناختی (001/0>P، 44/0=r) همبستگی معنی­دار وجود دارد. ضرایب همبستگی بین زیرمقیاس­های ناگویی هیجانی و متغیرهای فوق نیز معنی­دار بودند. نتایج تحلیل عاملی تاییدی[37] نیز وجود سه عامل را در نسخه­ی فارسی مقیاس ناگویی هیجانی تورنتو-20 تایید کردند (52).
ضرایب آلفای کرونباخ زیرمقیاس­های دشواری در شناسایی احساسات، دشواری در توصیف احساسات و تفکر عینی برای نمونه­ی پژوهش حاضر به ترتیب 81/0، 77/0، 75/0 و 84/0 محاسبه شد.

ج- پرسش­نامه­ی وضعیت زناشویی گلومبوک-راست (GRIMS): پرسش­نامه­ی وضعیت زناشویی گلومبوک-راست یک مقیاس 28 سئوالی است. پرسش­ها در اندازه­های چهار درجه­ای لیکرت، مشکلات موجود در روابط زوجین را از صفر تا نمره­ی سه در زمینه­ی میزان حساسیت[38] و توجه زوجین نسبت به نیازهای یکدیگر، تعهد[39]، وفاداری[40]، مشارکت[41]، همدردی[42]، ابراز محبت، اعتماد، صمیمیت[43] و همدلی زوجین می­سنجد. حداقل نمره­ی آزمودنی در این مقیاس، صفر و حداکثر نمره 84 خواهد بود. نمره­ی تراز شده­ی آزمودنی­ها در 9 درجه بر حسب شدت و ضعف مشکلات زناشویی محاسبه می­شود (53). در فرم فارسی این پرسش­نامه نمره­ی کل مقیاس با آلفای کرونباخ 92/0 برای نمونه­ای از زن­ها و 94/0 برای شوهرها محاسبه شد که نشانه­ی همسانی درونی بالای پرسش­نامه است (54). ضرایب همبستگی بین نمره­های آزمودنی­ها در دو نوبت با فاصله­ی دو هفته برای کل
آزمودنی­ها 94/0=r، آزمودنی­های زن 93/0=r و آزمودنی­های مرد 95/0=r نشانه­ی پایایی بازآزمایی خوب پرسش­نامه است. ضرایب آلفای کرونباخ پرسش­نامه برای نمونه­ی پژوهش حاضر به ترتیب 91/0 برای زن­ها و 89/0 برای شوهرها محاسبه شد.

نتایج

در این پژوهش میانگین سن شرکت­کنندگان 37 سال، انحراف معیار سن آن­ها 95/9 سال در دامنه­ای از 23 تا 70 سال بود. میانگین طول مدت ازدواج 7/12 سال و انحراف معیار آن 38/10 سال بود. جدول 1 میانگین و انحراف معیار نمره­های مربوط به سبک­های دلبستگی، ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی را در دو گروه مردان و زنان نشان می­دهد.

 

جدول 1- میانگین و انحراف معیار نمره­های شرکت­کنندگان در مورد سبک­های دلبستگی، ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی

 متغیر

زن

مرد

کل

میانگین

انحراف

معیار

میانگین

انحراف

معیار

میانگین

انحراف

معیار

دلبستگی ایمن

83/14

75/2

66/14

09/3

76/14

86/2

دلبستگی اجتنابی

56/11

30/3

21/12

12/3

79/11

24/3

دلبستگی دوسوگرا

50/11

60/3

03/12

46/3

70/11

54/3

ناگویی هیجانی

49/49

25/11

48/48

42/9

92/48

62/10

رضایت زناشویی

22/54

80/11

45/55

51/12

60/54

01/12

 

ماتریس همبستگی­های پیرسون بین متغیرهای پژوهش در جدول 2 ارایه شده است. بر اساس متغیرهای جدول 2، ناگویی هیجانی، سبک دلبستگی دوسوگرا، سبک دلبستگی اجتنابی و سبک دلبستگی ایمن به ترتیب بیشترین تا کمترین ضریب همبستگی را با رضایت زناشویی دارند. تمامی ضرایب همبستگی، معنی­دار هستند.

 

جدول 2- ضرایب همبستگی بین سبک­های دلبستگی، ناگویی هیجانی  و رضایت زناشویی

متغیرها

1

2

3

4

سبک دلبستگی ایمن

1

 

 

 

سبک دلبستگی اجتنابی

51/0-

1

 

 

سبک دلبستگی دوسوگرا

22/0-

33/0

1

 

ناگویی هیجانی

24/0-

22/0

36/0

1

رضایت زناشویی

14/0

28/0-

32/0-

35/0-

 

نتایج تحلیل رگرسیون تعدیلی به منظور بررسی نقش تعدیل­کننده­ی سبک دلبستگی ایمن در رابطه­ی بین ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی در جدول 3 ارایه شده است. نتایج تحلیل رگرسیون در مدل 1 نشان می­دهد که رابطه­ی متغیرهای ناگویی هیجانی و دلبستگی ایمن 37/0 بوده که 13/0 درصد از واریانس نمرات رضایت زناشویی را به طور معنی­دار تبیین می­کند. مدل 2 میزان رابطه­ی بین متغیرهای پیش­بین ناگویی هیجانی و سبک دلبستگی ایمن را پس از ورود اثر تعدیل­کننده­ی دلبستگی ایمن نشان می­دهد. با مقایسه­ی مدل 1و2، ملاحظه می­گردد که دلبستگی ایمن سبب افزایش R2 نشده است و در نتیجه، معنی­دار نیست (00/0=R2∆، 07/0=∆F و79/0=P). مدل 2 نشان می­دهد که هیچ درصدی از واریانس مشاهده شده در نمرات رضایت زناشویی توسط تعدیل­کننده­ی دلبستگی ایمن تبیین نمی­شود.

 

جدول 3- نتایج تحلیل رگرسیون تعدیلی به منظور بررسی نقش تعدیل­کننده­ی سبک دلبستگی ایمن در رابطه­ی بین ناگویی

هیجانی و رضایت زناشویی

مدل

R

R2

R2تعدیل شده

R2

F

P

1

373/0

14/0

133/0

139/0

80/23

001/0

2

374/0

14/0

131/0

000/0

071/0

79/0

مدل 1- متغیرهای پیش­بین: ناگویی هیجانی و دلبستگی ایمن

مدل2- متغیرهای پیش­بین: ناگویی هیجانی، دلبستگی ایمن و اثر تعدیل­کنندگی دلبستگی ایمن

 

نتایج تحلیل رگرسیون تعدیلی به منظور بررسی نقش تعدیل­کننده­ی سبک دلبستگی اجتنابی در رابطه­ی بین ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی در جدول 4 ارایه شده است. نتایج تحلیل رگرسیون در مدل 1 نشان می­دهد که رابطه­ی متغیرهای ناگویی هیجانی و دلبستگی اجتنابی 41/0 بوده که 16/0 درصد از واریانس نمرات رضایت زناشویی را به طور معنی­دار تبیین می کند. مدل 2 میزان رابطه­ی بین متغیرهای پیش­بین ناگویی هیجانی و سبک دلبستگی ایمن را پس از ورود اثر تعدیل­کننده­ی دلبستگی ایمن نشان می­دهد. با مقایسه­ی مدل 1 و2، ملاحظه می­گردد که دلبستگی ایمن سبب افزایش R2 به میزان 01/0 شده که این میزان، معنی­دار است (01/0=R2∆، 24/4=∆F و04/0=P). مدل 2 نشان می­دهد که 1 درصد از واریانس مشاهده شده در نمرات رضایت زناشویی توسط اثر تعدیل­کننده­ی دلبستگی اجتنابی تبیین می­شود.    ضرایب استاندارد و غیر استاندارد تحلیل رگرسیون در جدول 5 ارایه شده است. این ضرایب نشان می­دهند که اثر تعدیل­کننده­ی دلبستگی اجتنابی (11/0- =β، 06/2- =t) می­تواند به طور
معنی­دار واریانس رضایت زناشویی را تبیین کند.

جدول 4- نتایج تحلیل رگرسیون تعدیلی به منظور بررسی نقش تعدیل ­کننده­ی سبک دلبستگی اجتنابی در رابطه­ی بین ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی

مدل

R

R2

R2تعدیل شده

R2

F

P

1

415/0

173/0

167/0

173/0

67/30

001/0

2

429/0

184/0

176/0

012/0

242/4

04/0

مدل 1-متغیرهای پیش­بین: ناگویی هیجانی و دلبستگی اجتنابی

مدل2-متغیرهای پیش­بین: ناگویی هیجانی، دلبستگی اجتنابی و اثر تعدیل­کنندگی دلبستگی اجتنابی

 

 

جدول 5- ضرایب استاندارد و غیر استاندارد تحلیل رگرسیون نقش تعدیل­کننده­ی سبک دلبستگی اجتنابی در رابطه­ی بین ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی

مدل

B

SE

β

t

P

ناگویی هیجانی

679/3-

656/0

304/0-

609/5-

001/0

دلبستگی اجتنابی

373/2-

661/0

197/0-

591/3-

001/0

اثر تعدیل­کننده­ی دلبستگی اجتنابی

269/1-

616/0

111/0-

060/2-

040/0

 

نتایج تحلیل رگرسیون تعدیلی به منظور بررسی اثر تعدیل­کننده سبک دلبستگی دوسوگرا در رابطه­ی بین ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی در جدول 6 نشان داده شده است.

 

جدول 6- نتایج تحلیل رگرسیون تعدیلی به منظور بررسی نقش تعدیل­کننده­ی سبک دلبستگی دوسوگرا در رابطه­ی بین ناگویی

 هیجانی و رضایت زناشویی

مدل

R

R2

R2تعدیل شده

R2

F

P

1

411/0

169/0

163/0

169/0

86/29

001/0

2

416/0

173/0

165/0

004/0

518/1

22/0

مدل 1- متغیرهای پیش­بین: ناگویی هیجانی و دلبستگی دوسوگرا

مدل 2- متغیرهای پیش­بین: ناگویی هیجانی، دلبستگی دوسوگرا و اثر تعدیل­کنندگی دلبستگی دوسوگرا

 

نتایج تحلیل رگرسیون در مدل 1 نشان می­دهد که رابطه­ی متغیرهای ناگویی هیجانی و دلبستگی دوسوگرا 41/0 بوده که 16/0 درصد از واریانس نمرات رضایت زناشویی را به طور
معنی­دار تبیین می­کند. مدل 2 میزان رابطه­ی بین متغیرهای پیش­بین ناگویی هیجانی و سبک دلبستگی دوسوگرا را پس از ورود اثر تعدیل­کننده­ی دلبستگی دوسوگرا نشان می­دهد. با مقایسه­ی مدل 1 و2، ملاحظه می­گردد که دلبستگی دوسوگرا سبب افزایش R2 به میزان 004/0 شده که این میزان، معنادار نیست (004/0=R2∆، 51/1=∆F و 22/0=P). مدل 2 نشان می­دهد که 04/0 درصد از واریانس مشاهده شده در نمرات رضایت زناشویی توسط اثر تعدیل­کننده­ی دلبستگی دوسوگرا تبیین می­شود.

بحث

نتایج این پژوهش نشان داد که ناگویی هیجانی و سبک­های دلبستگی اجتنابی و دوسوگرا با رضایت زناشویی، رابطه­ی منفی معنی­دار و سبک دلبستگی ایمن با رضایت زناشویی، رابطه­ی مثبت معنی­دار دارند. هم­چنین نتایج پژوهش نشان داد که سبک دلبستگی اجتنابی می­تواند رابطه­ی بین ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی را تعدیل کند. این نتایج که با یافته­های پژوهش­های قبلی مطابقت دارند (44-40)، بر حسب احتمالات زیر تبیین می­شوند:

پژوهش­ها نشان داده­اند که افراد مبتلا به ناگویی هیجانی در شناسایی صحیح هیجان­ها از چهره­ی دیگران مشکل دارند (55،21). شناخت صحیح هیجان­ها از اجزای تفکیک­ناپذیر روابط بین شخصی محسوب می­شوند. نارسایی در شناخت صحیح هیجان­ها، زوجین را با مشکلات متعدد در روابط بین شخصی مواجه می­سازد و رضایت زناشویی را کاهش می­دهد. برای مثال، مصاحبت و برقراری روابط صمیمی با همسر، مستلزم توانایی شناخت هیجان­ها و عواطف خود و همسر است. نقص و ناتوانی در شناخت هیجان­ها و عواطف باعث به وجود آمدن مشکلات بین شخصی در زمینه­ی روابط صمیمی می­شود. بر این اساس، می­توان این احتمال را مطرح کرد که نارسایی هیجانی از طریق نقص و ناتوانی در شناخت هیجان­ها و عواطف باعث کاهش رضایت زناشویی شود.

افراد مبتلا به ناگویی هیجانی برای همدردی با حالت­های هیجانی دیگران ظرفیتی محدود دارند (58-56). محدودیت و ناتوانی فرد برای همدردی و همدلی با دیگران روابط بین شخصی را مخصوصا در زمینه­ی روابط صمیمیی و زناشویی تحت تاثیر قرار داده و با مشکل مواجه می­سازد. بر این اساس، می­توان این احتمال را مطرح کرد که ناگویی هیجانی از طریق نقص و ناتوانی در همدردی و همدلی، رضایت زناشویی زوجین را کاهش می­دهد.

نارسایی در تنظیم و مدیریت هیجان­ها از ویژگی­های ناگویی هیجانی است (51،55،59،60). این نارسایی که در سطح رفتارهای شخصی با کاهش بهزیستی روان­شناختی و افزایش درماندگی روان­شناختی، سلامت روانی را تهدید و تضعیف می­کند (63-61) در سطح تعامل­های بین شخصی، مهارت­های ارتباطی و مقابله­ای را به صورت منفی تحت تاثیر قرار داده و در چهارچوب روابط زوجین، رضایت زوجی را تضعیف
می­کند. نارسایی هیجانی، معادل دشواری در خودتنظیم­گری هیجانی یا ناتوانی در پردازش شناختی اطلاعات هیجانی و تنظیم هیجان­ها است (51،59،60،64). وقتی اطلاعات هیجانی نتوانند در فرایند پردازش شناختی، ادراک و ارزشیابی شوند، فرد از نظر عاطفی و شناختی دچار آشفتگی و درماندگی
می­شود. این ناتوانی، سازمان عواطف و شناخت­های فرد را مختل ساخته و رابطه­ی زوجین را تحت تاثیر قرار می­دهد.

نتایج پژوهش نشان داد که سبک دلبستگی اجتنابی می­تواند رابطه بین ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی را تعدیل کند. سبک­های دلبستگی بر راهبردهای تنظیم هیجانی فرد موثرند. افراد با دلبستگی ایمن به علت داشتن والدینی پاسخگو و حساس به وضعیت های هیجانی در دوران کودکی، یاد گرفته­اند که چگونه عواطف­شان را تنظیم کنند و با دیگران ارتباط برقرار نمایند
(67-65). با توجه به این که افراد با مهارت­های تنظیم هیجانی رشد یافته، عملکرد بهتر و سالم­تری در روابط نزدیک شان دارند،
می­توانند رابطه­ای با رضایت بیشتر را تجربه کنند. از طرفی ناگویی هیجانی اختلالی است که یکی از جنبه­های اصلی آن نقص و ناتوانی در تنظیم هیجان­ها است. رشد هیجان­ها و مهارت­های شناختی تنظیم هیجان­ها در این افراد دچار اختلال شده است
(61-59). در نتیجه، با توجه به اثری که دلبستگی بر تنظیم هیجان­ها دارد، هر چه میزان ناایمنی دلبستگی در افراد با ناگویی هیجانی بیشتر باشد، توانایی این افراد در تنظیم هیجان­ها کمتر خواهد بود و در نتیجه میزان رضایتی که در رابطه تجربه می­کنند، کمتر می­شود.

افراد با دلبستگی اجتنابی به علت عدم اعتماد به دیگری در حمایت­کننده و حفاظت­کننده بودن، از دیگران فاصله­ی فیزیکی، عاطفی و شناختی دارند و وابستگی متقابل و تعهد در این افراد کمتر است (68). مبتلایان به ناگویی هیجانی نیز شبکه­ی روابط اجتماعی­شان ضعیف است، مشکلات بین شخصی متعددی دارند و تمایلی به نزدیک شدن به دیگران ندارند (19،44). اجتناب از صمیمیت و فاصله گرفتن از دیگری، عاملی مهم در ایجاد نارضایتی در رابطه است، در نتیجه هرچه فرد مبتلا به ناگویی هیجانی ناایمن­تر باشد، تمایلش برای نزدیک شدن به دیگری و تجربه­ی صمیمیت در رابطه کمتر می­شود و به این طریق دلبستگی اجتنابی می­تواند اثر منفی ناگویی هیجانی بر رضایت زناشویی را تشدید کند. افراد با سبک دلبستگی اجتنابی، از دیگران دوری
می­کنند. این افراد در هنگام پریشانی، حمایت کمتری از دیگران طلب می­کنند و نسبت به پریشانی دیگران هم کمتر واکنش نشان می­دهند. به عبارتی، فهمیدن و درک کردن احساسات دیگری برای ایشان اهمیت کمتری دارد. میزان همدلی و همدردی در این افراد پایین است. از طرفی، یکی از وجوه مهم ناگویی هیجانی، دشواری در شناسایی هیجان­های دیگران و دشواری در همدلی کردن است. هم­چنین این افراد تمایلی به ارضا کردن خواسته­های دیگران ندارند. با توجه به این که بررسی­ها نشان می­دهند که همدلی یکی از عوامل مهم تعیین­کننده­ی رضایت در رابطه است (15،17)، ناایمنی دلبستگی با توجه به اثر منفی که بر همدلی
 می­گذارد، می­تواند رضایت از روابط زناشویی را کاهش دهد.

بیان عواطف یکی از عوامل مهم در ایجاد رضایت در رابطه است (11-8). ابراز متقابل عواطف منجر به فراهم آمدن فضای امن و خودآشکارسازی بیشتر در رابطه می­شود. افراد با دلبستگی ناایمن (اجتنابی)، در روابط بین شخصی، افرادی سرد هستند و توانایی­شان در ایجاد صمیمیت محدود است (8). یکی از عوامل مهمی که موجب ایجاد صمیمیت در رابطه می­شود خودآشکارسازی یعنی بیان عواطف و افکار برای دیگری است (12). با توجه به این که دشواری در بیان و ابراز هیجان­ها و درک هیجان­های دیگران یکی از وجوه ناگویی هیجانی است، ناایمنی دلبستگی می­تواند با اثر منفی که بر این وجه می­گذارد، گرایش و توانایی زوجین را در ابراز هیجان­ها و نیازها برای یکدیگر کاهش دهد و به این طریق رضایت زناشویی را تحت تاثیر قرار دهد. محدودیت جامعه­ی آماری پژوهش و نوع پژوهش، محدودیت­هایی را در زمینه­ی تعمیم یافته­ها، تفسیرها و اسنادهای علت­شناختی متغیرهای مورد بررسی مطرح می­کند که باید در نظر گرفته شوند. نمونه­ی مورد بررسی در این پژوهش یک نمونه از جمعیت عمومی شاغل تهرانی بوده که به طور داوطلب در پژوهش شرکت کرده­اند و در تعمیم یافته­ها به سایر جمعیت­ها باید احتیاط شود. برای بررسی دقیق­تر، رابطه­ی ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی، پیشنهاد می­شود پژوهش­هایی در زمینه­ی بررسی نقش تعدیل­کننده و واسطه­ای متغیرهای مهم دیگر، مثل راهبردهای مقابله و مکانیسم­های دفاعی، در رابطه­ی بین ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی انجام شود.

هم­چنین، پیشنهاد می­شود به منظور شناخت بهتر تاثیرات آسیب­زای ناگویی هیجانی بر روابط بین شخصی و رضایت زناشویی، رابطه­ی این دو متغیر در نمونه­های بالینی شامل
نمونه­های مبتلا به اختلالات روان­شناختی، اختلالات شخصیت و مشکلات خانوادگی و بین شخصی، مورد بررسی قرار گیرد.

نتیجه­گیری

پیامدهای نتایج پژوهش حاضر را می­توان در دو سطح نظری و

عملی به این شرح مطرح کرد: در سطح نظری، نتایج این

پژوهش می­توانند به شناخت بهتر عوامل ایجادکننده و همبسته­های نارضایتی زناشویی کمک کنند. یافته­های پژوهش حاضر می­تواند نتایج پژوهش­های پیشین و نظریه­های مربوط به رابطه­ی ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی و هم­چنین رابطه­ی این متغیرها با سبک­های دلبستگی را تایید کند و پرسش­ها و فرضیه­های جدیدی مطرح سازد. نمونه­ای از این پرسش­ها عبارتند از: چه متغیرهای دیگری می­توانند نقش تعدیل­کننده یا واسطه­ای در رابطه­ی ناگویی هیجانی و رضایت زناشویی داشته باشند؟ در سطح پیامدهای عملی، یافته­های پژوهش حاضر می­توانند مبنای تجربی مناسب برای تدوین برنامه­های آموزشی و بهداشتی در چهارچوب روابط مادر-کودک، برنامه­های مداخله و مدیریت هیجان­ها و برنامه­های درمانی مبتنی بر تقویت و استحکام روابط صمیمی زوجین قرار گیرد.



[1]Marital Satisfaction

[2]Effective Communication

[3]Expression of Affection

[4]Self-Disclosure

[5]Lippert and Prager

[6]Cordova, Gee and Warren

[7]Emotional Skillfulness

[8]Empathy

[9]Intimacy

[10]Alexithymia

[11]Cognitive Processing

[12]Difficulty Identifying Feelings

[13]Bodily Sensations

[14]Weinryb

[15]DeRick and Vanheule

[16]Attachment Style

[17]Hazan and Shaver

[18]Ainsworth

[19]Secure

[20]Avoidant

[21]Ambivalent

[22]Montebarocci

[23]Adult Attachment Inventory

[24]Toronto Alexithymia Scale-20

[25]The Golombok Rust Inventory of Marital State Questionnaire

[26]Internal Consistency

[27]Test-Retest Reliability

[28]Content Validity

[29]Concurrent Validity

[30]Constract Validity

[31]Difficulty Identifying Feelings

[32]Difficulty Describing Feelings

[33]Externally Oriented Thinking

[34]Emotional Intelligence

[35]Psychological Well-Being

[36]Psychological Distress

[37]Exploratory Factor Analysis

[38]Sensitivity

[39]Commitment

[40]Loyalty

[41]Cooperation

[42]Empathy

[43]Intimacy

 

1. Gelles RJ. Contemporary families: A sociological view. Thousand Oaks: Sage; 1995: 43-72.

2. Kaslow F, Robinson JA. Long-term satisfying marriages: Perceptions of contributing factors. Am J Fam Ther 1996; 24: 153-70.

3. Olson DH, Olson AK. Empowering couples: Building on your strengths. Minneapolis: Life Innovations; 2000: 109-33.

4. Rogge RD, Bradbury TN. Till violence does us part: The differing roles of communication and aggression in predicting adverse marital outcomes. J Consult Clin Psychol 1999; 67: 340-51.

5. Noller P, Feeney GA. Communication, relationship concerns, and satisfaction in early marriage. In: Vangelisti AL, Reis HT, Fitzpatrick MA. (editors). Stability and change in relationships. Cambridge: Cambridge University; 2002: 129-55.

6. Vangelisti AL, Reis HT, Fitzpatrick MA. Stability and change in relationships. Cambridge: Cambridge University; 2002: 167-95.

7. Stanley SM, Markman HJ, Whitton SW. Communication, conflict, and commitment: Insights on the foundations of relationship success from a national survey. Fam Process 2002; 41: 659-75.

8. Kathryn D, Timmerman L. Accomplishing romantic relationship. In: Greene JO, Burleson BR. (editors). Handbook of communication and social interaction skills Mahwah: Lawrence Erlbaum Associates; 2003: 685-90.

9. Marston PJ, Hecht ML, Manke ML, McDaniel S, Reeder H. The subjective experience of intimacy, passion, and commitment in heterosexual loving relationships. Pers Relat 1998; 5: 15-30.

10. Waldinger RJ, Schulz MS, Hauer ST, Allen JP. Reading others’ emotions: The role of intuitive judgments in predicting marital satisfaction, quality, and stability. J Fam Psychol 2004; 18: 58-71.

11. Yum Y, Canary DJ. Maintaining relationships in Korea and the United States: Features of Korean culture that affect relational maintenance beliefs and behaviors. In: Canary DJ, Dainton M. (editors). Maintaining relationships through communication: Relational, contextual, and cultural variations Mahwah: Lawrence Erlbaum Associates; 2003: 277-96.

12. Sanderson CA, Evans SM. Seeing one’s partner through intimacy-colored glasses: An examination of the process underlying the intimacy goals-relationship satisfaction link. Pers Soc Psychol Bull 2001; 27: 463-73.

13. Lippert T, Prager KJ. Daily experiences of intimacy: A study of couples. Pers Relat 2001; 8: 283-98.

14. Cordova JV, Gee CB, Warren LZ. Emotional skillfulness in marriage: Intimacy as a mediator of the relationship between emotional skillfulness and marital satisfaction. J Soc Clin Psychol 2005; 24: 218-35.

15. Barnes HL, Schumm WR, Jurich AP, Bollman SR. Marital satisfaction: Positive regard versus effective communications as explanatory variables. J Soc Psychol 1984; 123: 71-8.

16. Kilpatrick SD, Bissonnette VL, Rusbult CR. Empathic accuracy and accommodative behavior among newly married couples. Pers Relat 2002; 9: 369-93.

17. Wilkie JR, Ferree MM, Ratcliff KS. Gender and fairness: Marital satisfaction in two-earner couples. J Marr Fam 1998; 60: 577-94.

18. Erikson EH. Childhood and society. 2nd ed. New York: Horton; 1963: 221-57.

19. Besharat MA. [Alexithymia and interpersonal problems]. Studies in education and psychology 2009; 1: 129-5. (Persian)

20. Suslow T, Junghanns K. Impairments of emotion situation priming in alexithymia. Pers Individ Dif 2002; 32: 541-50.

21. Parker JDA, Taylor GJ, Bagby RM. Alexithymia and the recognition of facial expression of emotion. Pshchother Psychosom 1993; 59: 197-202.

22. Guttman H, Laporte L. Alexithymia, empathy, and psychological symptoms in a family context. Compr Psychiatry 2002; 43: 448-55.

23. Vanheule S, Desmet M, Rosseel Y, Verhaeghe P, Meganck R. Relationship patterns in alexithymia: A study using the core conflictual relationship theme method. Psychopathology 2006; 40: 14-21.

24. Vanheule S, Desmet M, Meganck R, Bogaerts S. Alexithymia and interpersonal problems. J Clin Psychol 2007; 63: 109-17.

25. Weinryb RM, Gustavsson JP, Hellstrom C, Andersson E, Broberg A, Rylander G. Interpersonal problems and personality characteristics: Psychometric studies of the Swedish version of the IIP. Pers Individ Dif 1996; 20: 13-23.

26. De Rick A, Vanheule S. Alexithymia and DSM-IV personality disorder traits in alcoholic inpatients: A study of the relation between both constructs. Pers Individ Dif 2007; 43: 119-29.

27. Carton JS, Kessler EA, Pape CL. Nonverbal decoding skills and relationship well-being in adults. J Nonverbal Behav 1999; 23: 91-100.

28. Meeks BS, Hendrick SS, Hendrick C. Communication, love and relationship satisfaction. J Soc Pers Relat 1998; 15: 755-73.

29. Noller P. Misunderstandings in marital communication: A study of couples’ nonverbal communication. J Pers Soc Psychol 1980; 39: 1125-34.

30. Wachs K, Cordova JV. Mindful relating: Exploring mindfulness and emotion repertoires in intimate relationships. J Mar Fam Ther 2007; 33: 464-81.

31. Schaefer MT, Olson DH. Assessing intimacy: The PAIR inventory. J Mar Fam Ther 1981; 7: 47-60.

32. Dindia K. Relational maintenance. In: Hendrick C, Hendrick SS. (editors). Close relationships: A sourcebook. Thousand Oaks, CA: Sage; 2000: 287-99.

33. Sprecher S, Metts S, Burleson B, Hatfield E, Thompson A. Domains of expressive interaction in intimate relationships: Associations with satisfaction and commitment. Fam Relat 1995; 44: 203-10.

34. Hazan C, Shaver PR. Romantic love conceptualized as an attachment process. J Pers Soc Psychol 1987; 52: 511-24.

35. Ainsworth MDS, Blehar MC, Waters E, Wall S. Patterns of attachment: A psychological study of the strange situation. Hillsdale, NJ: Erlbaum; 1978: 55-97.

36. Brennan KA, Shaver PR. Dimensions of adult attachment, affect regulation, and romantic relationship functioning. Pers Soc Psychol Bull 1995; 21: 267-83.

37. Besharat MA. Relation of attachment style with marital conflict. Psychol Rep 2003; 92: 1135-40.

38. Fuller TL, Fincham FD. Attachment style in married couples: Relation to current marital functioning, stability over time, and method of assessment. Pers Relat 1995; 2: 17-34.

39. Feeney JA. Attachment, caregiving, and marital satisfaction. Pers Relat 1996; 3: 401-16.

40. Besharat MA. [Attachment styles and alexithymia]. Psychological research 2009; 24: 63-80. (Persian)

41. Troisi A, D’Argenio A, Peracchio F, Petti P. Insecure attachment and alexithymia in young men with mood symptoms. J Nerv Ment Dis 2001; 189: 311-16.

42. Fonagy P, Gergely G, Jurist E, Target M. Affect regulation, metallization, and  the development of the self . New York: Other Press LLC; 2002: 216-42.

43. Kooiman CG, Vellinga S, Spinhoven PH, Draijer N, Trijsburg RW, Rooijmans HGM. Childhood adversities as risk factors for alexithymia and other aspects of affect dysregulation in adulthood. Psychother Psychosom 2004; 73: 107-16.

44. Montebarocci O, Codispoti M, Baldaro B, Rossi N. Adult attachment style and alexithymia. Pers Individ Diff 2004; 36: 499-507.

45. Besharat MA. [Adult Attachment Inventory: Development and psychometric evaluation]. Research Report. Tehran: University of Tehran; 2005: 1-66 Persian)

46. Bagby RM, Parker JDA, Taylor GJ. The twenty-item Toronto alexithymia scale: I item selection and cross-validation of the factor structure. J Psychosom Res 1994; 38: 23-32.

47. Parker JDA, Taylor GJ, Bagby RM. The relationship between emotional intelligence and alexithymia. Pers Individ Dif 2001; 30: 107-15.

48. Parker JDA, Taylor GJ, Bagby RM. The 20-item Toronto Alexithymia Scale: III reliability and factorial validity in a community population. J Psychosom Res 2003; 55: 269-75.

49. Palmer BR, Gignac G, Manocha R, Syough C. A psychometric evaluation of the Mayer-Salovey-Caruso emotional intelligence test version 2.0. Intelligence 2004; 33: 285-305.

50. Pandey R, Mandal MK, Taylor GJ, Parker JDA. Cross-cultural alexithymia: Development and validation of a Hindi translation of the 20-item Toronto alexithymia scale. J Clin Psychol 1996; 52: 173-6.

51. Taylor GJ, Bagby M. An overview of the alexithymia construct. In: Bar-On R, Parker JDA. (editors). The handbook of emotional intelligence. San Francisco: Jossey-Bass; 2000: 263-76.

52. Besharat MA. Reliability and factorial validity of Farsi version of the Toronto alexithymia scale with a sample of Iranian students. Psychol Rep 2007; 101: 209-20.

53. Rust J, Bennun I, Crowe M, Golombok S. The Golombok-Rust inventory of marital state questionnaire. Sex Mar Ther 1986; 1: 55-60.

54. Besharat MA. [An investigation of the relationship between attachment styles and marital problems in infertile couples]. Psychoterapical novelties 2001; 17-18: 55-66. (Persian)

55. Lane RD, Sechrest L, Riedel RG, Weldon V, Kaszniak AW, Schwartz EG. Impaired verbal and nonverbal emotion recognition in alexithymia. Psychosom Med 1996; 58: 203-10.

56. Taylor GJ. Psychosomatic medicine and contemporary psychoanalysis. Madison, CT: International University; 1987: 94-117.

57. Krystal H. Alexithymia and psychotherapy. Am J Psychother 1979; 33: 17-31.

58. McDougall J. Theatres of the body: A psychoanalytic approach to psychosomatic illness. New York: Norton; 1989: 127-46.

59. Bagby RM, Taylor GJ. Affect dysregulation and alexithymia. In: Taylor GJ, Bagby RM, Parker JDA. (editors). Disorders of affect regulation: Alexithymia in medical and psychiatric illness. Cambridge: Cambridge University; 1997: 26-45.

60. Taylor GJ. Recent developments in alexithymia theory and research. Can J Psychiatry 2000; 45: 134-42.

61. Besharat MA. [Relations between alexithymia, anxiety, depression, psychological distress, and psychological well-being]. Journal of psychology 2008; 10: 17-40. (Persian)

62. Saarijarvi S, Salminen JK, Toikka TB. Alexithymia and depression: A 1-year follow-up study in outpatients with major depression. J Psychosom Res 2001; 51: 729-33.

63. Culhane SE, Watson PJ. Alexithymia, irrational beliefs, and the rational-emotive explanation of emotional disturbance. J Ration Emot Cogn Behav Ther 2003; 21: 57-73.

64. Lane RD, Ahern GL, Schwartz GE, Kaszniak AW. Is alexithymia the emotional equivalent of blindsight? Biol Psychiatry 1997; 42: 834-44.

65. Bowlby J. Attachment and loss. New York: Basic Books; 1969: 211-53.

66. Bretherton I. Attachment theory: Retrospect and prospect. In: Retherton I, Waters E. (editors). Growing points of attachment theory and research. Monogr Soc Res Child Dev 1985; 50: 1-2: 3-35.

67. Tennant C. Parental loss in childhood: It’s effect in adult life. Arch Gen Psychiatry 1988; 45:
1045-50.

68. Bartholomew K, Horowitz LM. Attachment styles among young adults: A test of four-category model. J Per