مقدمه
اعتماد یکی از مهم‎ترین ویژگی‌های‎ روابط میان اعضای خانواده، شرکای عاطفی، دوستان و همکاران است و سلامت و رضایت از رابطه به میزان بسیار بالایی با اعتماد میان اعضای آن گروه مرتبط است [1]. میزان اهمیت اعتماد در روابط را می‎توان به هنگام شکسته شدن آن مشاهده کرد [2]. اینکه چگونه از بین رفتن اعتماد می‌تواند پایان یک رابطه عاطفی را پیش‏بینی کند. در پژوهش‏های مختلفی به اثرات شکسته شدن اعتماد و بروز پیامدهای ناخوشایند و ناگوار آن برای شرکای عاطفی، فرزندان و دیگران نزدیک اشاره شده است [2]. علاوه‌بر مزیت‎های روانی- اجتماعی ناشی از ارتباطات مبتنی بر اعتماد، در پژوهش‌های مختلفی نیز به همبستگی مثبت میان اعتماد و سلامت جسمانی اشاره شده است [1]. 
از طرفی، رضایت زوجین از رابطه که در اکثر پژوهش‏های حوزه زوجین به آن پرداخته شده است، نمی‏تواند ابزار خوبی برای سنجش کارکرد رابطه در طولانی‎مدت باشد، بلکه اعتماد می‏تواند پیش‎بین مناسب‏تری برای کیفیت و تداوم رابطه زوجین باشد [3]. به‌علاوه به اهمیت عوامل پویا در رابطه زوجین کمتر توجه شده و بیشتر توجه پژوهش‎ها به سمت عوامل زمینه‌ای و صفت‌محور معطوف بوده است [4] در صورتی که عوامل پویا در رابطه می‌تواند بسیار تعیین‌کننده و شکل‎دهنده لحظه به لحظه آنچه در رابطه تجربه می‌شود، باشد. امروزه نیز پژوهش‎های بیشتری در جهت بررسی عوامل پویا و نه ایستا در روابط بین‎فردی انجام می‌شود [4]. به همین دلیل بررسی عوامل زیربنایی احتمالی در کاهش یا افزایش میزان اعتماد در روابط بین‏فردی با در نظر گرفتن این عوامل پویا مانند ظرفیت ‌ذهنی‏سازی، شیوه حل تعارض و همچنین داشتن دیدگاهی پویا به تحولات اعتماد مانند آنچه در این پژوهش بر آن تأکید شده است، اهمیت ویژه‏ای پیدا می‌کند [5]. 
تغییر و تحولات اعتماد در طی رابطه، دوام و یا از هم گسستن رابطه عاطفی را پیش‏بینی می‏کند [5]. در مدل اعتماد متقابل رمپل و هولمز به این مسئله پرداخته شده است که افراد با تفاوت‎هایی در میزان اعتماد کردن/نکردن به دیگری وارد رابطه می‌شوند، اما چیزی که میزان اعتماد افراد به یکدیگر را تحت‌تأثیر خود قرار می‌دهد، شیوه تعاملاتی است که بین طرفین جریان دارد. در این مدل بیان می‌شود که رفتار و ادراکات شرکای عاطفی در موقعیت‌های خاصی از رابطه که معمولاً افراد به ارزیابی شریک عاطفی خود می‌پردازند که به آن موقعیت‌های تشخیصی می‌گویند، به شکل‌گیری اعتماد در طرفین رابطه منجر می‌شود [5-7]. در این مدل تعریف اعتماد بدین صورت است: «اعتماد مجموعه‏ای از انتظارات و توقعاتی است که افراد نسبت به احتمال رخداد واقعه‏‌ یا اعمالی از سوی شریک عاطفی‎شان در آینده دارند» و 3 مؤلفه را شامل می‏شود: 1. قابلیت پیش‏بینی‏پذیری، 2. قابلیت اتکا، 3. ایمان [7]. 
ازجمله عواملی که می‌تواند مانند موقعیت‌های تشخیصی در رابطه عمل کند، تعارض است [3، 8]. تعارض به عدم وجود توافق‌ و وجود ناسازگاری در اهداف، نیاز‎ها و خواسته‏ها میان شرکای عاطفی گفته می‌شود که رخدادی اجتناب‌ناپذیر است [8]. طبق نظر برخی از پژوهشگران این حوزه، حل تعارض به انواع روش‌های ارتباطی گفته می‌شود که ممکن است فرد در موقعیت متعارض از آن‌ها استفاده کند [5]. ‌ام اَفزَلور رحیم و بونوما 5 سبک حل تعارض بین‏فردی را در دو بُعد مطرح ساختند: 1. نگرانی درباره خود و 2. نگرانی درباره دیگری.
 اولی به این موضوع می‌پردازد که به چه میزان فرد تلاش بر برطرف‎سازی نگرانی‎های خود دارد و دومی به این مورد اشاره می‏کند که به چه میزان فرد دغدغه برطرف‎سازی نگرانی‏های دیگری را دارد [9]. این دو بُعد اشاره به جهت‏گیری انگیزشی افراد حین تعارض دارد. ترکیب این دو بُعد منجر به پدید آمدن 5 نوع شیوه حل تعارض می‎شود که زیربنای طرح پرسش‌نامه شیوه حل تعارض او است [9]. این 5 شیوه عبارت است از: سبک یکپارچگی، سبک مسلّط، سبک ملزم‌شده، سبک اجتناب‌کننده و سبک مصالحه [9]. باید توجه داشت که سبک درست و غلطی وجود ندارد و استفاده از هر سبک در موقعیت‏های خاصی می‎تواند راهگشا و مناسب تلقی شود [9]. 
حال اهتمام به درک سبک و انگیزه‌های خود، به‌علاوه سبک و انگیزه‎های شریک عاطفی در شرایط تعارضی میان زوجین کمک شایانی به حل تعارض سازنده خواهد کرد [5]. پژوهشگران توانایی درک این حالات درونی در خود و دیگران را ظرفیت ذهنی‎سازی می‌نامند [10]. ذهنی‎سازی نوعی از فعالیت ذهنی تصوری است. این فرایند بیشتر پیش‌آگاه بوده و رفتار انسان را در قالب حالات ذهنی قصدمندانه‎ای مانند نیازها، تمایلات، احساسات، باورها، اهداف، مقاصد و دلایل درک و تفسیر می‌کند [10].
 فوناگی و بیتمن [11]، 8 بُعد برای ذهنی‏سازی قائل شده‌اند که در 4 طیف قابل بحث هستند. این ابعاد عبارت است از: 1. ذهنی‎سازی خودکار در برابر ذهنی‏سازی کنترل‎شده، 2. ذهنی‌سازی مرتبط با خود در برابر ذهنی‏سازی مرتبط با دیگران، 3. ذهنی‏سازی متمرکز بر درون در برابر ذهنی‏سازی متمرکز بر بیرون، 4. ذهنی‏سازی شناختی در برابر ذهنی‏سازی عاطفی.
 این 8 بعد در سنجش بالینی نیز قابل تفکیک بوده و برای هر کدام مداخلات بالینی منحصربه‌فردی وجود دارد [11]. اگرچه این ابعاد از لحاظ نظری و مفهومی تقسیم‏بندی شده‎اند، ازنظر پایه‏های عصب‏شناختی و داده‏های تجربی به‌دست آمده با یکدیگر هم‎پوشانی بالایی نیز دارند [11، 12]. ذهنی‌سازی افراد را قادر می‌سازد تا هم بر حالات روانی خود و هم دیگری تأمل کنند [10]. این ظرفیت، به‎عنوان پایه و اساس تعاملات اجتماعی در نظر گرفته شده است [13]. 
از طرفی تعارض شدید و مداوم بین زوجین نیز موجب فعال‏سازی سیستم دلبستگی می‎شود. فعال‎شدن سیستم دلبستگی از طریق فراخوانی الگوهای کاری درونی افراد شیوه تعامل زوجین با یکدیگر را تحت‎تأثیر قرار می‎دهد [14]. الگوهای کاری درونی بازنمایی‎کننده رابطه درونی‎شده افراد با مراقبین اولیه خود، میزان پاسخ‌دهی مراقبین به نیازهای اولیه آنان در کودکی و چگونگی پاسخ‌دهی آنان به پریشانی‌ کودک در زمان‏های دشوار است که اثرات بسیار مهمی بر شیوه برقراری ارتباطات، به‌ویژه روابط عاشقانه در بزرگسالی دارد [14].
 فعال‎سازی سیستم دلبستگی در شرایط تعارضی موجب فعال‎سازی الگوهای کاری درونی می‌شود و تجارب گذشته مجدد فعال می‌شوند و شروع به اثرگذاری می‏کنند [15]. به‎علاوه، دلبستگی ارتباط تنگاتنگی با اعتماد و ظرفیت ذهنی‏سازی دارد [4، 12، 14]. حال باتوجه‌به اثراتی که سیستم دلبستگی بر سایر متغیرهای این پژوهش دارد، می‌توان گفت ممکن است شرایط تعارضی از طریق فعال‏سازی الگوهای کاری درونی، ارتباطات میان متغیرهای پژوهشی را تحت‎تأثیر قرار دهد. ازاین‌رو در این پژوهش به این موضوع پرداخته شده است که آیا ظرفیت ذهنی‏سازی می‎تواند از طریق اثرگذاری بر چگونگی حل تعارض در زوجین، اعتماد بین‏فردی آنان را تحت شعاع خود قرار دهد؟ و آیا الگوهای کاری درونی که مؤلفه‏ای جدایی‏ناپذیر از اعتماد، ظرفیت‏ذهنی‏سازی و شیوه حل تعارض است، می‎تواند این ارتباطات را تعدیل کند؟

روش
این مطالعه یک طرح پژوهشی کاربردی‌توصیفی از نوع همبستگی است و ارتباط میان متغیرها توسط روش مدل‏یابی معادلات ساختاری مورد بررسی قرار گرفته است. ملاک ورود نمونه‏ها به پژوهش شامل حداقل 1 ‎سال تأهل رسمی (عقد رسمی)، داشتن حداقل سن 18 و حداکثر 45 سال، ساکن بودن در شهر تهران یا کلیه خوابگاه‏های متأهلین دانشگاه‏های دولتی سراسر تهران و داشتن حداقل مدرک تحصیلی دیپلم. نمونه‎ها به روش نمونه‏گیری دردسترس جمع‏آوری شده‎‌اند. درمجموع 370 نفر حاضر در این پژوهش که ملاک‎های ورود به پژوهش را داشتند، به سؤالات پرسش‌نامه‏های اعتماد بین‎فردی، پرسش‌نامه عملکرد بازتابی، پرسش‌نامه شیوه حل تعارض رحیم و پرسش‌نامه مقیاس‏های رابطه با رضایت شخصی و به‌صورت حضوری و مداد-کاغذی پاسخ دادند. ملاک خروج از پژوهش نیز پاسخ‎دهی به کمتر از 20 درصد از گویه‌ها یا داشتن الگوی تصادفی در پاسخ‌دهی به سؤالات بود و مطابق با این ملاک 21 نمونه از پژوهش خارج شدند. سایر داده‏ها که شامل 349 نمونه بود، جهت تجزیه ‎وتحلیل در نرم‏افزارهای آماری SPSS نسخه 22 و PLS نسخه 3 مورد استفاده قرار گرفتند. 

ابزارهای مورداستفاده در این پژوهش

پرسش‌نامه عملکرد بازتابی 
 این پرسش‌نامه ابزاری خودگزارش‌دهی است که جهت سنجش توانمندی ذهنی‌سازی، فوناگی و همکاران آن را تدوین کرده‌اند [16]. نسخه اولیه این پرسش‌نامه جهت بررسی ویژگی‎های روان‎سنجی آن طی 3 مطالعه مورد استفاده قرار گرفته است. نتایج تحلیل عاملی تأییدی از مطالعات اول و دوم، 2 عامل اطمینان (RFQ-C) و عدم‎اطمینان (RFQ-U) در رابطه با حالاتِ روانی خود و دیگران را نشان داد [16]. در پژوهش سوم تنها عامل اطمینان، دلبستگی ایمن را در نوزادان پیش‏بینی می‎کرد. از این پرسش‌نامه نسخه‌های 26، 46 و 8 سؤالی موجود است. پرسش‌نامه مورداستفاده در این پژوهش نسخه 26 سؤالی آن است که در ایران الهه دروگر [17] و همکاران آن را هنجاریابی کردند و نشان دادند که تنها 14 مورد از گزینه‌های این آزمون مناسب است و 12 مورد از گویه‌ها ضریب همبستگی ضعیف با نمره کل آزمون دارند و این گویه‌های نامناسب با ضریب تشخیص پایین از پرسش‌نامه نهایی حذف شدند. این پرسش‌نامه به‌صورت لیکرت 7 درجه‌ای از کاملاً مخالف تا کاملاً موافق نمره‌گذاری می‌شود. برای نمره‏گذاری مؤلفه اطمینان (گویه‏های 1 الی 9)، سؤالات به‌صورت مستقیم اندازه‏گیری می‏شوند و برای به‌دست آوردن مؤلفه عدم‎اطمینان (گویه‎ های 10 الی 14) به‌صورت معکوس نمره‏گذاری می‏شوند. در بررسی‎های صورت‌گرفته توسط فوناگی و همکاران در نمونه‎های غیربالینی، ثبات درونی این آزمون برای عامل RFQ-C و RFQ-U به‌ترتیب 0/63 و 0/67 گزارش شده است. در نمونه هنجارشده در ایران که توسط الهه دروگر و همکاران اعتباریابی شد، آلفای کرونباخ به‌ترتیب در عامل RFQ-C و RFQ-U به‌ترتیب 0/88و 0/66به ‌دست آمده است [17]. 

پرسش‌نامه شیوه حل تعارض استاندارد رحیم (ROCI-II)
‌ام افزولار رحیم در بررسی‌های خود و با بهره گرفتن از دو مدل مطرح‌شده توسط بلیک و موتون و توماس انواع شیوه حل تعارض را از طریق دو بُعد مطرح کرد. بُعد اول به میزانی که فرد تلاش می‌کند تا نگرانی‌های خود را برطرف سازد و بُعد دوم به میزانی که فرد تلاش می‌کند تا نگرانی‌های دیگری را برطرف سازد، می‌پردازد. ترکیب این دو بُعد به پدید آمدن 5 نوع شیوه حل تعارض منجر می‎شود که زیربنای طرح پرسش‌نامه شیوه حل تعارض او است [9]. این 5 شیوه عبارت است از: سبک یکپارچگی، سبک مسلّط، سبک ملزم‌شده، سبک اجتناب‌کننده و سبک مصالحه [9]. این پرسش‌نامه توسط لیکرت 5 درجه‌ای از کاملاً مخالفم=۱ تا کاملاً موافق هستم=5 نمره‌گذاری می‌شود و در ایران نسخه 28 سؤالی این پرسش‌نامه را حمید حقیقی و همکاران (1391) اعتباریابی کردند و آلفای کرونباخ به‌دست‌آمده برای خرده‌مقیاس‎های این پرسش‌نامه در دامنه 0/7تا 0/75 است. پایایی این مقیاس نیز با استفاده از روش تصنیف 0/68 گزارش شد [18]. 
 
پرسش‌نامه اعتماد در روابط بین‏فردی (IRS)
 این پرسش‌نامه، مقیاسی خودسنجی است و برای بررسی میزان اعتماد بین‎فردی در روابط نزدیک توسط رمپل و همکاران طراحی شده است [7]. اعتماد در این پرسش‌نامه، دارای 26 گویه و 3 زیرمقیاس پیش‌بینی‌پذیری، قابلیت اعتماد و وفاداری است که در نسخه فارسی آن به ۱8 گویه کاهش داده شده است [19]. ضریب آلفای کرونباخ مقیاس اعتماد در اعتبارسنجی که در ایران توسط فهیمه جاویدمهر و همکاران انجام شد، به‌طور کلی 0/821 و زیرمقیاس‌های آن به‌ترتیب، پیش‎بینی‎پذیری (0/32)، اعتماد (0/77) و وفاداری (0/81) گزارش شد. این مقیاس توسط لیکرت 7 درجه‌ای از کاملاً مخالفم=۱ تا کاملاً موافقم=7 نمره‌گذاری می‌شود. باید توجه داشت که عبارات 4، 5، 6، 14 و 18 به‌صورت معکوس نمره‏گذاری می‏شوند [19]. 

پرسش‌نامه مقیاس‎های رابطه (RSQ)
 این پرسش‌نامه جهت بررسی سبک‌های دلبستگی در بزرگسالی با به‌کارگیری مفهوم بالبی از مدل‌های کاری درونی ساخته شده است که گریفین و بارتولومیو آن را در سال 1994 تهیه کرده‌اند. در این پرسش‌نامه 4 سبک دلبستگی مورد بررسی قرار می‌گیرد: دلبستگی ایمن، هراسان، دوری‎جو و دل‎مشغول. این 4 سبک در 2 بعد معرفی شده‌اند: بعد خود و بعد دیگری. این پرسش‌نامه توسط لیکرت 5 درجه‌ای از اصلاً با من متناسب نیست=۱ تا کاملاً با من تناسب دارد=5 نمره‌گذاری می‌شود. گویه‌های شماره 6، 9 و 28 به‌صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شوند. این پرسش‌نامه 30 سؤالی در ایران سارا صلواتی و همکاران بر روی ۱۰0 نفر از دانشجویان با میانگین سنی 4۰ سال هنجاریابی کردند و به‌دلیل هماهنگی با فرهنگ ایران در برخی گویه‌ها تغییراتی داشته است. آلفای کرونباخ کلیه پرسش‌ها در این پژوهش 0/73 گزارش شد و همبستگی برای زیرمقیاس‌های دلبستگی ایمن، اضطرابی و اجتنابی به‌ترتیب 0/41، 0/30، 0/41 به ‌دست آمده است [20].

یافته ها
میانگین و انحراف‌معیار سن شرکت‌کنندگان و طول مدت ازدواج آنان به‌ترتیب سال و ماه در جدول شماره 1 ارائه شده است.



همچنین فراوانی و درصد فراوانی جنسیت و سطح تحصیلات شرکت‎کنندگان در جدول شماره 2 قابل مشاهده است.



شاخص‌های توصیفی متغیرهای موردمطالعه شامل میانگین، انحراف‌معیار، کمترین حد و بیشترین حد متغیرهای پژوهش نیز مورد بررسی قرار گرفتند که نتایج آن در جدول شماره 3 مشاهده می‌شود. جهت بررسی رابطه‌ بین متغیرها، همبستگی پیرسون بین همه‌ متغیرها مورد بررسی قرار گرفت. اکثر متغیرهای پژوهش دارای رابطه‌ معنی‌دار با یکدیگر بودند. این در صورتی بود که سبک دوری‎جو رابطه‌ معنی‌داری با اعتماد بین‎فردی زوجین، ذهنی‌سازی و حل تعارض نداشت. مقادیر به‌دست‌آمده برای کجی و کشیدگی متغیرها حاکی از برقراری پیش‌فرض نرمال بودن در متغیرهای پژوهش بود و علاوه‎بر آن جهت بررسی پیش‌فرض نرمال بودن چندمتغیره از ضریب کشیدگی استانداردشده مردیا استفاده شد. 



این عدد در پژوهش حاضر 341/47 به ‌دست آمد که کمتر از مقدار عددی 98 است. باتوجه‌به ضریب کشیدگی استانداردشده مردیا به‌دست‌آمده، پیش‌فرض نرمال بودن چندمتغیره نیز برقرار بود [21]. پس از اطمینان از برقرار بودن پیش‌فرض‌های معادلات ساختاری، داده‌ها با استفاده از نرم‌افزار PLS نسخه 3 مورد تحلیل قرار گرفت. مدل پژوهش در ابتدا به روش کوواریانس محور حداکثر بیشینه احتمال در نرم‌افزار AMOS نسخه 26 مورد بررسی قرار گرفت، اما مدل قابلیت اجرا شدن به این روش را نداشت. در تبیین این موضوع می‎توان به حجم پایین نمونه [22] و وجود یک گویه مشترک میان زیرمقیاس‎های دوری‎جو و دل‎مشغول (گویه 6) اشاره کرد که اجرای مدل در نرم‎افزار Amos را ناممکن می‏ساخت، بنابراین از نرم‎افزار Pls جهت تحلیل مدل استفاده شد. 
به منظور برازندگی مدل ساختاری پیشنهادی، از شاخص ریشه میانگین مربعات باقیمانده استاندارد، شاخص تناسب بهنجار و شاخص نکویی برازش استفاده شد. برای شاخص ریشه میانگین مربعات باقیمانده استاندارد، مقادیر کمتر از 0/08 و برای شاخص تناسب بهنجار مقادیر بیشتر از 0/90 مطلوب است. مقادیر 0/36، 0/25 و 0/01 به‌ترتیب به‌عنوان قوی، متوسط و ضعیف برای شاخص نکویی برازش است [23]. 
در نهایت، مقادیر به‌دست‌آمده شاخص‌های برازش مدل اولیه حاکی از همانند بودن مدل بود. پس حذف مسیرهای غیرمعنی‌دار مقادیر حاصل برای شاخص ریشه میانگین مربعات باقیمانده استاندارد=0/017، شاخص نکویی برازش=0/985 و شاخص تناسب بهنجار=0/386 نشان‌دهنده برازش مطلوب مدل نهایی پژوهش بود (تصویر شماره 1). 




بحث
پژوهش حاضر با استناد به دانش روان‎شناسی اجتماعی و روان‎شناسی بالینی به بررسی عوامل احتمالی مؤثر بر اعتماد بین‎فردی در زوجین پرداخت که فرضیات آن بر دیدگاه‎های موقعیت‎محور و پویا در حوزه روابط بین‏فردی نزدیک تکیه دارد. موقعیت تعارضی می‏تواند شرایط خاصی را برای زوجین فراهم کند که آنان را به تأمل بر خود، شریک عاطفی و شرایط به‌وجودآمده ملزم کند. باتوجه‌به نتایج این پژوهش، اولین فرضیه یعنی اثر مستقیم و مثبت ظرفیت ذهنی‏سازی با شیوه حل تعارض مورد تأیید واقع شد. ظرفیت ذهنی‏سازی بعد از تولد کودک و در بستر رابطه دلبستگی شکل می‏گیرد. از این طریق مهم‏ترین ابزارهای لازم برای ارتباط با خود و دیگریِ مهم آموخته می‏شود [15]. علاوه‌برآن، در طی این تعامل متقابل و مداوم، کودک یاد می‏گیرد که چگونه حالات درونی دیگری و نمود بیرونی آن یعنی رفتارهایی که از او سر می‏زند را درک کند و بدان پاسخ دهد [15]. 
عدم ارتباط مطلوب موجب تنش بسیار بالا در کودک می‌شود و سیستم عصبی او را نسبت به شرایط تنش‎زای ارتباطی بعدی حساس می‎کند [24]. در این شرایط به‌جای فعال‎سازی مراکز مرتبط با ذهنی‎سازی کنترل‏شده، یعنی آنچه مطلوب ما در ارتباطات بین‎فردی است، مراکز مرتبط با ذهنی‎سازی خودکار فعال شده و این مسئله با مختل شدن خودتنظیمی، کژتنظیمی هیجانات، شیوه نامناسب حل‌مسئله بهنگام مواجهه با تنش بین‎فردی در روابط بعدی در زندگی همراه است [24]. می‎توان گفت با بهره بردن مناسب از این ابزار درونی که به افراد قابلیت نگریستن و تأمل ورزیدن در خود و دیگری را می‎دهد، می‎توان بسیاری از مشکلات به‌وجودآمده میان زوجین را کاهش داد و از تخریب‎های گاهاً غیرقابل ترمیم بعدی که تعارضات شدید بر جای می‌گذارند، جلوگیری کرد. این نتیجه همسو با پژوهش‎های انجام‌شده در حوزه تعارضات و خشونت خانگی و درمان‎های مبتنی بر ذهنی‏سازی و اثرات آن بر شیوه تعاملات و ارتباطات بین‎فردی در شرایط دشوار و پرتنش است [10، 25، 26]. 
 از سوی دیگر اثر مستقیم و مثبت شیوه حل تعارض بر میزان اعتماد بین زوجین مورد تأیید واقع شد. این نتایج همسو با نتایج پژوهش رمپل و هولمز و ویزلکوئست و همکاران در حوزه تأثیرات الگوهای ارتباطی سازنده حین شرایط پرتنش بر میزان اعتماد زوجین است. براین‌اساس افراد با تکرار رفتارهای ارتباطی سازنده موجب می‎شوند زوجین رفتار یکدیگر را باثبات و از روی خیرخواهی تلقی کنند و اطمینان یابند که انگیزه‏های زیربنایی چنین رفتارهای سازنده‏ای درونی بوده و در جهت پاسخگویی به نیازهای آنان، مراقبت از آن‎ها و در جهت منفعت رابطه بوده است [7، 27]. بنابراین می‎توان گفت شرایط تعارضی و شیوه‏ای که هریک از زوجین با آن مواجه می‌شوند و سعی در برطرف‎سازی آن دارند، قابلیت آن را دارد تا میزان اعتماد زوجین به یکدیگر را تحت‌تأثیر قرار دهد. همچنین نتایج نشان داد که ظرفیت ذهنی‏سازی می‎تواند اثری مستقیم و غیرمستقیم از طریق میانجیگری حل تعارض بر میزان اعتماد بین‎فردی زوجین بگذارد. در ادبیات پژوهشی به‎طور مستقیم کمتر به این موضوع اشاره شده است و همچنین به رابطه میان ذهنی‏سازی و اعتماد معرفتی بیشتر توجه شده است، اما می‎توان این‌گونه تبیین کرد که در طی فرایند رشد، در صورتی که والدین دلبستگی ایمن و توانمندی ذهنی‏سازی خوبی داشته باشند، کودک در بستر این رابطه امن، دلبستگی ایمنی را شکل خواهد داد [28]. 
بدین‎ترتیب احتمال آنکه آنان در بزرگسالی به‌دلیل داشتن دلبستگی ایمن، نسبت به نیازهای شریک عاطفی خود حساس‎تر باشند و رفتار با ثبات‏تری داشته باشند، بیشتر خواهد بود و چنین ارتباطی اعتماد را در طرف مقابل افزایش خواهد داد [29]. علاوه‏براین شرایط تنش‎زا بستری را برای محک زدن رابطه و میزان اعتمادی که می‎توان به شریک عاطفی داشت را فراهم می‌کند [3] و افراد از طریق بهره‏مندی از ظرفیت ذهنی‏سازی به بررسی شرایط، خود و دیگری مهم می‏پردازند و این موضوع شیوه مواجهه آنان با شرایط تنش‎زای تعارض را تحت‎تأثیر قرار می‏دهد [30، 31] و چگونگی مواجهه آنان با تعارض و حل آن نیز اعتماد بین ‏فردی را تحت‏تأثیر قرار خواهد داد [27، 32، 33]. این مسئله بسیار حائز اهمیت است، زیرا با تکیه بر بهبود توانمندی ذهنی‏سازیِ زوجین می‏توان شرایط تعارضی را بستری برای ترمیم و حتی تقویت اعتماد میان آنان دانست. 
در تبیین پرسش آخر باید گفت که از لحاظ نظری الگوهای کاری درونی ارتباط قوی با هریک از مؤلفه‏های ظرفیت ذهنی‏سازی [13، 31، 34، 35]، حل تعارض [15، 36] و اعتماد بین‏فردی [37 - 39] دارد. سیستم دلبستگی مانند یک سیستم تنظیمی در شرایط دشوار عمل می‎کند [40]. وجود نابسامانی در سیستم دلبستگی و الگوهای کاری درونی به‌دلیل تجربه رابطه‎ای ناامن با منابع دلبستگی اولیه، می‌تواند منجر به نابسامانی در شکل‎گیری ساختار خود، خودتنظیمی، تنظیم هیجان و مدیریت شرایط پرتنش و استرس‎زا ‌شود [40، 42]. همسو با شکل ‎گیری دلبستگی، در بستر این ارتباط توانمندی ذهنی‎سازی نیز در حال رشد و شکل‌گیری است و تجربیات ناگوار ارتباطی که در قالب الگوی دلبستگی ناایمن خود را نشان می‌دهد، می‌تواند به آسیب دیدن توانمندی و ظرفیت ذهنی‏سازی کودک منجر شود [42]. 
چنین رخدادی می‎تواند به تغییر از ذهنی‎سازی کنترل‎شده به ذهنی‎سازی خودکار منجر شود [41] و ارتباطات افراد، شیوه پاسخ‏دهی آنان به استرس‎های ارتباطی و حل مسئله و تعارض را به‌شدت تحت‌تأثیر قرار دهد [10، 41 ، 42]، اما باتوجه‌به مدل پژوهشی ارائه‌شده، از میان الگوهای کاری درونی تنها الگوی کاری درونی دل‎مشغول به‌صورت منفی اثر تعدیل‏کنندگی بر رابطه میان ذهنی‏سازی و شیوه حل تعارض دارد و الگوهای کاری درونی بر هیچ‎کدام از روابط میان ظرفیت‌ذهنی‎سازی و شیوه حل تعارض، شیوه حل تعارض و اعتماد بین‎فردی زوجین، ظرفیت ‌دهنی‎سازی و اعتماد بین‎فردی زوجین اثر تعدیل‎کنندگی نداشت. 
در تبیین عدم معناداری این روابط می‌توان به چند مورد اشاره کرد که عبارت است از: ماهیت ویژه روابط دلبستگی در بزرگسالی ازجمله وجود الگوهای کاری درونی مختلف برای ابژه‎های مختلف یعنی والدین، خانواده، دوستان و شریک عاطفی و غیره و وجود گویه‏هایی که ممکن است ذهن افراد به هنگام پاسخ‎گویی به سؤالات را به افرادی غیر از همسر خود منحرف ساخته باشد، (برای مثال، خواهان روابط صمیمانه عاطفی هستم، دیگران وقتی به آن‏ها نیاز داری، حضور ندارند و غیره)، تغییرپذیری این الگوها متناسب با ارتباطات فعلی و تجربیات فعلی افراد، تفاوت در شیوه‏ای که افراد با الگوهای کاری درونی مختلف در اشاره به مشکلات بین‏فردی مخصوصاً با منابع دلبستگی و شرایط تعارضی دارند و محدود و سوگیرانه بودن پاسخ‏های به‌دست‌آمده از پرسش‌نامه‎های خودگزارش‎دهی مرتبط با دلبستگی. 

محدودیت‎ها و پیشنهادات پژوهش
یکی از محدودیت‌های هر پژوهش مسئله تعمیم‏پذیری داده‌ها است. در این پژوهش روش نمونه‎گیری جهت دسترسی به زوجینی که انگیزه و زمان کافی برای پاسخ‌دهی به سؤالات داشته باشند، به‌صورت دردسترس انتخاب شده است. بهتر است در پژوهش‎های بعدی نمونه‏گیری به‌صورت تصادفی انجام شود. همچنین عوامل بسیاری بر متغیرهای پژوهش اثرگذار هستند که از این موارد تفاوت‎های فرهنگی و جنسیتی در شیوه حل تعارض [43]، الگوهای‏کاری درونی [44]، نابرابری درصد شرکت‏کنندگان مرد (31/5 درصد) و زن (68/5 درصد) و وجود افراد با فرهنگ‎های مختلف ساکن در شهر تهران در این پژوهش است. علاوه‌براین، عواملی ازجمله شرکت در جلسات درمانی یا مشاوره زوج یا مشاجرات اخیر ممکن است پاسخگویی به سؤالات را تحت‏تأثیر قرار دهد. از سوی دیگر ملاک‎های ورود و خروج که شامل محدودیت سنی و تحصیلی می‎شود، ممکن است تعمیم داده‏ها به گروه‏هایی که در این پژوهش لحاظ نشده‎اند را کاهش دهد. همچنین به این دلیل که موقعیت افراد در رابطه می‎تواند نوع ارتباط آنان و اعتماد آنان به یکدیگر را متفاوت کند، بهتر است گروه‎های یکدست‎تری برای سنجش انتخاب شوند. برای مثال، زوجین دارای فرزند/بدون فرزند، زوجین با سابقه جدایی/بدون سابقه جدایی، تازه عروس و دامادها و زوجین با سابقه تأهل بیشتر و غیره. پس مناسب‎تر است که در سایر پژوهش‎ها این عوامل کنترل و حتی به‌عنوان یک متغیر در نظر گرفته شوند. 

نتیجه ‏گیری
باتوجه‌به نتایج به‌دست‌آمده، اثر مستقیم ظرفیت ذهنی‏سازی بر شیوه حل تعارض و اثر مستقیم شیوه حل تعارض بر اعتماد بین‏فردی در زوجین مورد تأیید واقع شد. همچنین اثر مستقیم ظرفیت ذهنی‏سازی و اثر غیرمستقیم آن از طریق میانجیگری شیوه حلِ تعارض بر اعتماد بین‎فردی معنادار شد. اثر تعدیل‎کنندگی الگوهای کاری درونی نیز بر روابط ظرفیت ذهنی‏سازی و شیوه حلِ تعارض، شیوه حل تعارض و اعتماد بین‎فردی، ظرفیت ذهنی‏سازی و اعتماد بین‏فردی نیز بررسی شد که تنها اثر تعدیل‏کنندگی الگوی کاری درونی دل‌مشغول بر رابطه میان ظرفیت ذهنی‏سازی و شیوه حل تعارض زوجین معنادار شد.
پیشنهاد بعدی برای پژوهش‌های آینده استفاده از روش‎های کیفی، ایجاد شرایط آزمایشی و نزدیک‎تر به واقعیت و مصاحبه‎ها، برای به‎دست آوردن داده‎های معتبرتر برای بررسی پیچیدگی‏های تعاملات میان زوجین به هنگام مواجه با تعارض و پی‎ بردن به شیوه ارتباطی آنان است. علاوه‌براین، باتوجه‌به مدل نظری استفاده‌شده در این پژوهش که دیدگاهی موقعیت‎محور و پویا نسبت به اعتماد بین‏فردی دارد، بهتر است از روش عامل-شریک و تحقیقات طولی جهت بررسی روند تغییر اعتماد و بررسی چگونگی این تغییرات و عوامل مؤثر بر آن استفاده شود. 

ملاحظات اخلاقی

پیروی از اصول اخلاق پژوهش
این پژوهش توسط کمیت اخلاق دانشگاه علوم پزشکی و خدمات بهداشتی درمانی ایران با کد IR.IUMS.REC.1401.501 تأیید شده است.

حامی مالی
این پژوهش برگرفته از پایان‎نامه سارا بابایی در رشته روان‎شناسی بالینی، دانشکده علوم رفتاری و سلامت روان، دانشگاه علوم پزشکی و خدمات بهداشتی درمانی ایران است. این پژوهش هیچ‌گونه کمک مالی از سازمانی‌های دولتی، خصوصی و غیرانتفاعی دریافت نکرده است..

مشارکت نویسندگان
مفهوم ‎پردازی، روش‌شناسی، گردآوری محتوی، تحلیل داده و نگارش پیش‎نویس اصلی: سارا بابائی؛ ویرایش و نظارت: محمود دهقانی و کمیل زاهدی تجریشی.

تعارض منافع
بنابر اظهار نویسندگان، این مقاله تعارض منافع ندارد.

تشکر و قدردانی
از شرکت‎کنندگان برای همکاری در این پژوهش قدردانی می‌شود.



 

1. Schneider IK, Konijn EA, Righetti F, Rusbult C. A healthy dose of trust: The relationship between interpersonal trust and health. Personal Relationships. 2011; 18(4):668-76. [DOI:10.1111/j.1475-6811.2010.01338.x]
2. Arikewuyo AO, Eluwole KK, Özad B. Influence of lack of trust on romantic relationship problems: The mediating role of partner cell phone snooping. Psychological Reports. 2021; 124(1):348-65. [DOI:10.1177/0033294119899902] [PMID]
3. Miller PJ, Rempel JK. Trust and partner-enhancing attributions in close relationships. Personality and Social Psychology Bulletin. 2004; 30(6):695-705. [DOI:10.1177/0146167203262803] [PMID]
4. Rusbult CE, Van Lange PA. Why we need interdependence theory. Social and Personality Psychology Compass. 2008; 2(5):2049-70. [DOI:10.1111/j.1751-9004.2008.00147.x]
5. Campbell L, Stanton SC. Adult attachment and trust in romantic relationships. Current opinion in Psychology. 2019; 25:148-51. [DOI:10.1016/j.copsyc.2018.08.004] [PMID]
6. Hogg MA, Vaughan GM. Social psychology: An introduction. New Jersey: Prentice-Hall, Inc;  1995. [Link]
7. Rempel JK, Holmes JG, Zanna MP. Trust in close relationships. Journal of Personality and Social Psychology. 1985; 49(1):95-112. [DOI:10.1037/0022-3514.49.1.95]
8. Abbasi M, Sodani M, Rajabi G, Khojastehmehr R. [The effectiveness of intersystem approach to treating infidelity on women’s trust affected by spouse infidelity (Persian)]. Women and Society. 2019; 10(38):62-39. [Link]
9. Afzalur Rahim M. Empirical studies on managing conflict. International Journal of Conflict Management. 2000; 11(1):5-8. [DOI:10.1108/eb022832]
10. Hayden MC, Müllauer PK, Gaugeler R, Senft B, Andreas S. Mentalization as mediator between adult attachment and interpersonal distress. Psychopathology. 2019; 52(1):10-7. [DOI:10.1159/000496499] [PMID]
11. Fonagy P, Anthony W. Handbook of mentalizing in mental health practice. Washington, D.C.: American Psychiatric Publishing; 2019. [Link]
12. Liljenfors R,  Lundh LG. Mentalization and intersubjectivity towards a theoretical integration. Psychoanalytic Psychology. 2015; 32(1):36-60. [DOI:10.1037/a0037129]
13. El Ghannam MK. Mentalization, attachment and quality of emerging adults’ relationships [MA thesis]. Cairo: The American University in Cairo; 2021. [Link]
14. Feeney JA, Karantzas GC. Couple conflict: Insights from an attachment perspective. Current Opinion in Psychology. 2017; 13:60-4. [DOI:10.1016/j.copsyc.2016.04.017] [PMID]
15. Crowley AK. The relationship of adult attachment style and interactive conflict styles to marital satisfaction [PhD dissertation]. Texas: Texas A & M University; 2010. [Link]
16. Fonagy P, Luyten P, Moulton-Perkins A, Lee YW, Warren F, Howard S, et al. Development and validation of a self-report measure of mentalizing: The Reflective Functioning Questionnaire. PLoS One. 2016; 11(7):e0158678. [DOI:10.1371/journal.pone.0158678] [PMID]
17. Drowgar E, Ashtiani A, Ashrafi E. [Validation and reliability of the Persian Version of the Mentalization Questionnaire (Persian)]. Journal of Clinical Psychology. 2020; 12(1):1-12. [DOI:10.22075/JCP.2020.18897.1745]
18. Haghighi H, Zarei E, Ghaderi F. [Factor structure and psychometric characteristics conflict resolution styles questionnaire Rahim (ROCI-II) in Iranian couples (Persian)]. Counseling and Family Psychotherapy. 2012; 1(4):561-34. [Link]
19. Javidmehr F, Honarparvaran N, Ghaderi Z. [Validation of the Persian Version of the Trust in Interpersonal Relationships Scale (Persian)]. Quarterly Journal of Family and Research. 2014; 11(2):21-36. [Link]
20. Salavati S, Motabi F, Sadeghi M. [Examining the validity and reliability of relationship scales questionnaire in Iranian culture (Persian)]. Paper presented at: International Conference on the Culture of Psychopathology and Education. 2 May 2017; Tehran, Iran. [Link]
21. Wulandari D, Sutrisno S, Nirwana MB. Mardia’s skewness and kurtosis for assessing normality assumption in multivariate regression. Enthusiastic: International Journal of Applied Statistics and Data Science. 2021;  1(1):1–6. [Link]
22. Kline RB. Principles and practice of structural equation modeling. New York: Guilford Publications; 2023. [Link]
23. Hair Jr JF, Hult GTM, Ringle CM, Sarstedt M, Danks NP, Ray S. Partial least squares structural equation modeling (PLS-SEM) using R: A workbook. Berlin: Springer; 2021. [DOI:10.1007/978-3-030-80519-7]
24. Luyten P, Fonagy P. The neurobiology of mentalizing. Personality Disorders: Theory, Research, and Treatment. 2015; 6(4):366-79. [DOI:10.1037/per0000117] [PMID]
25. McCann D. Thinking under fire: Mentalization-based couple therapy for high conflict and domestically abusive couples’. Journal of Clinical Psychology. 2022; 78(1):67-79. [DOI:10.1002/jclp.23296] [PMID]
26. Gowhari S, Rasoul Zadeh Tabatabaei SK, Ghanbari S. [Investigating components of mentalization in the communication pattern of Iranian unsatisfied married people: Content analysis (Persian)]. Clinical Psychology and Personality. 2022; 20(2). [Link]
27. Wieselquist J, Rusbult CE, Foster CA, Agnew CR. Commitment, pro-relationship behavior, and trust in close relationships. Journal of Personality and Social Psychology. 1999; 77(5):942-66. [DOI:10.1037/0022-3514.77.5.942] [PMID]
28. Fonagy P, Steele M, Steele H, Moran GS, Higgitt AC. The capacity for understanding mental states: The reflective self in parent and child and its significance for security of attachment. Infant Mental Health Journal. 1991; 12(3):201-18. [DOI:10.1002/1097-0355(199123)12:3<201::AID-IMHJ2280120307>3.0.CO;2-7]
29. Caina L, Ying S, Rui T, Jia L. The effects of attachment security on interpersonal trust: The moderating role of attachment anxiety. Acta Psychologica Sinica. 2016; 48(8):989–1001. [DOI:10.3724/SP.J.1041.2016.00989]
30. Asen E, Fonagy P. Mentalization-based therapeutic interventions for families. Journal of Family Therapy. 2012; 34(4):347-70. [DOI:10.1111/j.1467-6427.2011.00552.x]
31. Hertzmann L, Abse S, Target M, Glausius K, Nyberg V, Lassri D. Mentalization-based therapy for parental conflict-parenting together; An intervention for parents in entrenched post-separation dispute. Psychoanalytic Psychotherapy. 2017; 31(2):195-217. [DOI:10.1080/02668734.2017.1320685]
32. Curşeu PL, Schruijer SG. Does conflict shatter trust or does trust obliterate conflict? Revisiting the relationships between team diversity, conflict, and trust. Group Dynamics: Theory, Research, and Practice. 2010; 14(1):66-79. [DOI:10.1037/a0017104]
33. Piazchian Langroudi F. [The relationship between communication patterns and marital trust: Cyberspace users of Langrod city (Persian)]. Journal of Social Work Research. 2019; 3(10):233-33. [DOI:10.22054/rjsw.2016.9375]
34. Luyten P, Campbell C, Allison E, Fonagy P. The mentalizing approach to psychopathology: State of the art and future directions. Annual Review of Clinical Psychology. 2020; 16:297-325. [DOI:10.1146/annurev-clinpsy-071919-015355] [PMID]
35. Bouchard MA, Target M, Lecours S, Fonagy P, Tremblay LM, Schachter A, et al. Mentalization in adult attachment narratives: Reflective functioning, mental states, and affect elaboration compared. Psychoanalytic Psychology. 2008; 25(1):47-66. [DOI:10.1037/0736-9735.25.1.47]
36. Shi L. The association between adult attachment styles and conflict resolution in romantic relationships. American Journal of Family Therapy. 2003; 31(3):143-57. [DOI:10.1080/01926180301120]
37. Mikulincer M. Attachment working models and the sense of trust: An exploration of interaction goals and affect regulation. Journal of Personality and Social Psychology. 1998; 74(5):1209-24. [DOI:10.1037/0022-3514.74.5.1209]
38. Fitzpatrick J, Lafontaine MF. Attachment, trust, and satisfaction in relationships: Investigating actor, partner, and mediating effects. Personal Relationships. 2017; 24(3):640-62. [DOI:10.1111/pere.12203]
39. Dibaji Froushani FS, Emamipour S, Mahmodi G. [The relationship between attachment styles and conflict resolution strategies on satisfaction marriage of women (Persian)]. Journal ofThought & Behavior in Clinical Psychology. 2009; 3(11):87-101. [Link]
40. Parada-Fernández P, Herrero-Fernández D, Oliva-Macías M, Rohwer H. Analysis of the mediating effect of mentalization on the relationship between attachment styles and emotion dysregulation. Scandinavian Journal of Psychology. 2021; 62(3):312-20. [DOI:10.1111/sjop.12717] [PMID]
41. Fonagy P, Luyten P, Strathearn L. Borderline personality disorder, mentalization, and the neurobiology of attachment. Infant Mental Health Journal. 2011; 32(1):47-69. [DOI:10.1002/imhj.20283] [PMID]
42. Bateman AW, Fonagy P. Handbook of mentalizing in mental health practice. Washington, D.C.: American Psychiatric Pub; 2019. [Link]
43. Greeff AP, de Bruyne T. Conflict management style and marital satisfaction. Journal of Sex & Marital Therapy. 2000; 26(4):321-34. [DOI:10.1080/009262300438724] [PMID]
44. Del Giudice M. Sex differences in attachment styles. Current Opinion in Psychology. 2019; 25:1-5. [DOI:10.1016/j.copsyc.2018.02.004] [PMID]