سه شنبه 12 فروردین 1404
| English
دوره 30، شماره 1 - ( 5-1403 )
جلد 30 شماره 1 صفحات 0-0 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Taheri E, Didehban E, Ranjbarmoqadam A, Kanaghestani A. The Mediating Role of Social-emotional Loneliness in the Relationship of the Quality of Marital Relationships and Dark Personality Traits With Online Infidelity. IJPCP 2024; 30 (1) : 5019.1
URL: http://ijpcp.iums.ac.ir/article-1-4195-fa.html
URL: http://ijpcp.iums.ac.ir/article-1-4195-fa.html
طاهری الهام، دیده بان الهام، رنجبر مقدم آرزو، کناقستانی علی. نقش میانجی تنهایی اجتماعی-عاطفی در رابطه بین کیفیت روابط زوجین با صفات تیره شخصیت و ارتباط بین کیفیت روابط زوجین با خیانت آنلاین. مجله روانپزشكي و روانشناسي باليني ايران. 1403; 30 (1)
الهام طاهری1 
، الهام دیده بان1 ، آرزو رنجبر مقدم2 ، علی کناقستانی 3
، الهام دیده بان1 ، آرزو رنجبر مقدم2 ، علی کناقستانی 3
1- گروه روانشناسی بالینی، دانشکده پزشکی، دانشگاه علوم پزشکی مشهد، مشهد، ایران.
2- گروه روانشناسی بالینی، دانشکده علوم رفتاری و بهداشت روان، دانشگاه علوم توانبخشی و سلامت اجتماعی، تهران، ایران.
3- گروه روانشناسی بالینی، دانشکده پزشکی، دانشگاه علوم پزشکی مشهد، مشهد، ایران. ،akanagh5@gmail.com
2- گروه روانشناسی بالینی، دانشکده علوم رفتاری و بهداشت روان، دانشگاه علوم توانبخشی و سلامت اجتماعی، تهران، ایران.
3- گروه روانشناسی بالینی، دانشکده پزشکی، دانشگاه علوم پزشکی مشهد، مشهد، ایران. ،
متن کامل [PDF 8033 kb]
(62 دریافت)
| چکیده (HTML) (256 مشاهده)
بررسی روایی واگرای پرسش‌نامه‌های موردمطالعه به‌صورت رو فورنل و لاکر و HTMT در جدول شماره 4 نشان داده شده است.
در ماتریس فورنل و لارکر، مقدار جذر AVE متغیرها در قطر اصلی ماتریس همبستگی متغیرها وارد می‌شود و دیده می‌شود که مقدار جذر AVE متغیرهای تحقیق از مقدار همبستگی میان آن‌ها که در خانه زیرین و راست قطر اصلی قرار گرفته بیشتر بود. ازاین‌رو می‌توان گفت در این پژوهش تمام سازه‌ها تعامل بیشتری با شاخص‌های خود داشتند تا با سازه‌های دیگر و روایی واگرای تمام سازه‌ها در حد مطلوب قرار داشتند که این امر روایی واگرای مناسب و برازش خوب مدل‌های اندازه‌گیری را نشان داد. در روش HTMT تمام مقادیر کمتر از 0/9 بود، بنابراین براساس معیار HTMT نیز روایی واگرای مدل تأیید شد.
به‌منظور بررسی فرضیات پس از بررسی شاخص‌های برازش مدل براساس نتایج حاصل از برازش مدل، به بررسی فرضیات پرداخته شده است. نتایج حاصل از برازش مدل در تصویر شماره 2 نشان داده شده است.
بحث
استفاده از اینترنت برای تعاملات جنسی، فرصت‌های جدیدی برای خیانت فراهم کرده است که معمولاً بر روابط متعهد و زناشویی تأثیر منفی می‌گذارد. به‌دلیل بسیاری از واکنش‌های دردناک و منفی که زوج‌ها در مواجهه با خیانت شریک زندگی تجربه می‌کنند، درک بهتر از روش‌های متفاوتی که واکنش‌ها به خیانت به‌طور آشکار و پنهان براساس دیدگاه‌های منحصربهفرد تجربه می‌شود، ممکن است به مشاوران در بررسی تاب‌آوری افراد در برابر خیانت پنهان کمک کند [46].
این نتایج با آنچه توسط برخی مدل‌های نظری، مانند نظریه مثلثی عشق قابل‌توجیه است. برای‌مثال در نظریه مثلث عشق، صمیمیت عاطفی و اشتیاق، دو عنصر اساسی در روابط پایدار می‌باشند که از دو نیاز اساسی انسان (نیاز عاطفی و نیاز جنسی) نشئت می‌گیرند [47]. زمانی که این نیازها به خطر بیفتد، نارضایتی در رابطه عاشقانه ایجاد می‌شود [5]. نارضایتی از روابط عاشقانه و کاهش صمیمیت عاطفی عوامل خطری هستند که می‌توانند کیفیت رابطه زوجین را تضعیف کنند [48]. مطالعه حاضر با هدف بررسی نقش میانجی تنهایی اجتماعی-عاطفی در رابطه بین صفات تیره شخصیت و کیفیت روابط زوجین با خیانت آنلاین انجام شد. براساس نتایج این مطالعه، ارتباط ضعیفی بین صفات تیره شخصیت با خیانت وجود داشت. همچنین بین تنهایی اجتماعی-عاطفی و کیفیت روابط زوجین ارتباط معنی‌داری وجود داشت. بااین‌حال ارتباط ضعیفی بین تنهایی اجتماعی-عاطفی و خیانت آنلاین مشاهده شد. مطالعه حاضر همچنین نشان داد تنهایی اجتماعی-عاطفی در ارتباط خیانت آنلاین و صفات تیره شخصیتی و کیفیت روابط زوجین نقش میانجی ایفا نکرد.
مطالعه حاضر نشان داد ارتباط ضعیفی بین صفات تیره شخصیت با خیانت وجود داشت. این یافته با یافته‌های فرون و همکاران که بر روی 779 فرد مزدوج انجام شده بود، مشابهت داشت. فرون و همکاران نشان دادند از بین خصوصیات شخصیتی، اضطراب و اجتناب مرتبط با دلبستگی به‌طور مثبت با خیانت سایبری مرتبط بود. فرون و همکاران همچنین نشان دادند بین خیانت آنلاین و رضایت زوجین رابطه منفی وجود داشت [49]. خیانت آنلاین می‌تواند نشان‌دهنده عدم تعهد در رابطه و همچنین تمایل به جست‌وجوی روابط جایگزین باشد که هر دو در شخصیت اجتنابی رایج هستند. در این شرایط، اینترنت به فضایی امن تبدیل می‌شود و افراد اجتنابی را در برابر هر گونه تعهد محافظت می‌کند [51].
در مطالعه میلر و درویین نشان داده شد سطح بالای خودشیفتگی با نارضایتی از رابطه زوجین و احتمال خیانت بیشتر همراه می‌باشد و این یافته با پژوهش ما همسو نمی‌باشد 53بین شخصیت و خیانت (نه از نوع اینترنتی) بررسی شد. این مطالعه نشان داد روان‌پریشی و کانت‌گرایی پیش‌بینی‌کننده‌های معنی‌دار نگرش‌های خیانت بودند، درحالی‌که تنها روان‌پریشی پیش‌بینی‌کننده معنی‌دار رفتار خیانت بود. ویژگی‌های شخصیتی تاریک و روشن به‌طور منحصربهفرد نگرش خیانت را پیش‌بینی کردند [52].
مشابه یافته‌های مطالعه حاضر، کایا و همکاران در مرور نظام‌مندی که در سال 2023 انجام دادند نشان دادند شخصیت اجتناب‌گرا و مضطرب با خیانت آنلاین ارتباط داشت [53]. رابطه ضعیف بین صفات تیره شخصیت و خیانت آنلاین در این پژوهش ممکن است به این دلیل باشد که خیانت آنلاین بیشتر از خیانت حضوری تحت تأثیر عوامل تکنولوژیک و محیطی است. برور و همکاران در مطالعه خود به این نکته اشاره کردند که صفات تیره شخصیت (به‌ویژه ماکیاولیسم و روان‌پریشی) به‌طور مستقیم با خیانت حضوری در ارتباط هستند اما درزمینه خیانت آنلاین نقش کمتری دارند، زیرا خیانت آنلاین بیشتر ناشی از فرصت‌های موجود در فضای مجازی است تا ویژگی‌های شخصیتی [22]. همچنین در تبیین این یافته می‌توان گفت که عوامل میانجی مثل رضایت بالا از رابطه، تعهد و همدلی می‌تواند این رابطه را تضعیف یا بی‌اثر کند.
در این مطالعه تنهایی اجتماعی-عاطفی به‌عنوان یک میانجی قوی در رابطه بین کیفیت روابط زوجین و خیانت آنلاین عمل می‌کند. طبق نتایج پژوهش، افرادی که در روابط خود احساس نزدیکی و صمیمیت عاطفی نمی‌کنند، بیشتر در معرض خیانت آنلاین قرار دارند. این موضوع توسط روکاچ و همکاران نیز تأیید شده است که نشان می‌دهند تنهایی اجتماعی-عاطفی می‌تواند نتیجه وقایع بین‌فردی منفی مانند خیانت باشد که باعث کاهش صمیمیت و ارتباط عاطفی بین زوجین می‌شود. در این پژوهش نیز همان‌طور که مشاهده شد، کیفیت روابط زوجین بر تنهایی اجتماعی-عاطفی تأثیر منفی و مستقیمی دارد که این رابطه به‌نوبه‌خود باعث خیانت آنلاین می‌شود [54]. همچنین در مطالعه‌ای که غضنفری و همکاران در سال 2021 بر روی 208 داوطلب انجام دادند، نشان داد تنهایی اجتماعی-عاطفی ارتباط قوی و منفی با رضایتمندی از روابط زوجین داشت؛ غضنفری و همکاران نتیجه گرفتند که احساس تنهایی باعث ایجاد حس غم و اندوه و عدم تعلق می‌شود و از جهات مختلف بر جامعه‌پذیری، سبک زندگی و همچنین سلامت جسمی و روانی فرد تأثیر می‌گذارد [55].
کیفیت روابط زوجین تأثیر بسزایی در پیشگیری از خیانت دارد. به‌عنوان‌مثال سایمیری و همکاران نشان می‌دهند کیفیت بالای روابط زناشویی با کاهش خیانت و افزایش رضایت زناشویی همراه است. آن‌ها تأکید می‌کنند ارتباطات مثبت و عاطفی بین زوجین می‌تواند به‌طور مستقیم از خیانت جلوگیری کند. بنابراین، نتایج این پژوهش که نشان‌دهنده نقش کیفیت روابط در کاهش خیانت آنلاین از طریق تنهایی اجتماعی-عاطفی است، با نتایج تحقیقات پیشین همخوانی دارد [17]
مطالعه حاضر نشان داد علی‌رغم ارتباط بین تنهایی اجتماعی-عاطفی و کیفیت روابط زوجین، ارتباط ضعیفی بین تنهایی اجتماعی-عاطفی و خیانت آنلاین مشاهده شد. برخلاف یافته‌های مطالعه حاضر، جین و همکاران بروز خیانت آنلاین را در نمونه بزرگی (11056 نفر) از همجنس‌گرایان، دوجنس‌گرایان و دگرجنس‌گرایان در هندوستان بررسی کردند. شیوع خیانت آنلاین در این جامعه 35/2 درصد بود. مطالعه آن‌ها نشان داد سه عامل اصلی خیانت آنلاین «پریشانی روانی (افسردگی و ناامیدی)، انزوای اجتماعی (عدم حمایت عاطفی، تنهایی و کسالت) و تأثیر خارجی (میل به کاوش و فشار همسالان)» بود [56].
همچنین در مرور نظام‌مندی که کایا و همکاران انجام داده‌اند، ارتباط معنی‌داری بین تنهایی اجتماعی-عاطفی و خیانت اینترنتی گزارش شد [53]. علت تفاوت این یافته‌ها با یافته‌های مطالعه حاضر می‌تواند ناشی از تفاوت در حجم نمونه، اختلافات باورها و هنجارهای فرهنگی و همچنین بررسی خیانت آنلاین در گروه‌های همجنس‌گرا و دوجنس‌گرا در مطلعه جیم و همکاران باشد.
اشنایدر در یک نظرسنجی از 91 زن و 3 مرد که شرکای‌شان درگیر روابط آنلاین و رفتارهای جنسی اجباری بودند، دریافت که شرکت‌کنندگان کاهش اعتماد و رضایت رابطه را از طریق احساس خیانت، طرد شدن، رها شدن، تنهایی، حسادت، تحقیر و خشم گزارش کردند [57]. این یافته با یافته‌های مطالعه حاضر در تضاد بود. یک دلیل این اختلاف می‌تواند حجم نمونه کم مطالعه اشنایدر و همچنین تعداد کم مردان در مطالعه اشنایدر نسبت به مطالعه حاضر باشد. گرسون تأثیرات خیانت آنلاین را به‌عنوان «گسست اولیه در دلبستگی» در نظر گرفت. طبق گفته گرسون آسیب وارده از خیانت آنلاین وابسته به چهار عامل قرار گرفتن ناگهانی در معرض خیانت، محل خیانت (خانه خانوادگی یا اتاق خواب)، مدت، پیچیدگی و نفرات درگیر در خیانت و تکرار خیانت است [58].
گلیسون ابراز کرد هنگامی که خیانت، چه از طریق مجازی یا حضوری رخ می‌دهد، در صحت رابطه اختلال ایجاد می‌شود که ممکن است به‌شدت بر پویایی رابطه بین زوجین تأثیر منفی بگذارد [58] که این یافته برخلاف یافته مطالعه حاضر مبنی بر نقش غیرمستقیم تنهایی اجتماعی عاطفی بر ارتباط بین کیفیت روابط زوجین و خیانت آنلاین بود. در مطالعه‌ای که عیسی‌نژاد و باقری بر روی 406 فرد مزدوج انجام دادند، خیانت آنلاین و تنهایی اجتماعی-عاطفی با کیفیت روابط زوجین ارتباط معکوس داشت. همچنین مطالعه مذکور نشان داد تنهایی اجتماعی-عاطفی نقش میانجی در ارتباط خیانت آنلاین و کیفیت روابط زوجین ایفا کرد [59].
مطالعه حاضر همچنین نشان داد تنهایی اجتماعی-عاطفی در ارتباط خیانت آنلاین و صفات تیره شخصیتی و کیفیت روابط زوجین نقش میانجی ایفا نکرد. برخلاف یافته‌های مطالعه حاضر، در مطالعه عیسی‌نژاد و همکاران، تنهایی اجتماعی-عاطفی نقش میانجیگری در ارتباط بین خیانت آنلاین و روابط زوجین ایفا کرد. در مطالعه مرور نظام‌مند که در سال 2023 کایا و همکاران بر روی 8 مطالعه انجام دادند، ارتباط قوی بین تنهایی اجتماعی-عاطفی و همچنین کیفیت پایین روابط زوجین با خیانت آنلاین مشاهده شد [53]. بااین‌حال مطالعه حاضر نقش میانجیگری این عوامل را بررسی تأیید نکرد [53].
نتیجه‌گیری
مطالعه حاضر نشان داد ارتباط ضعیفی بین صفات تیره شخصیت و تنهایی اجتماعی-عاطفی با خیانت و ارتباط معنی‌داری بین تنهایی اجتماعی-عاطفی و کیفیت روابط زوجین وجود داشت. همچنین تنهایی اجتماعی-عاطفی در ارتباط خیانت آنلاین و صفات تیره شخصیتی و کیفیت روابط زوجین نقش میانجی ایفا نکرد. باتوجه‌به اینکه در این پژوهش، بیشتر شرکت‌کنندگان خانم بودند و این می‌تواند موجب ضعیف شدن ارتباط بین صفات تیره شخصیت و خیانت آنلاین باشد، مطالعات نشان می‌دهد زنان کمتر در خیانت آنلاین وارد می‌شوند و بیشتر این رفتار را به‌عنوان تهدیدی برای رابطه تلقی می‌کنند. همچنین به‌دلیل حساسیت‌های فرهنگی و اجتماعی، بیشتر از مردان رفتارهای آنلاین شریک زندگی را به‌عنوان خیانت تلقی می‌کنند و به همین دلیل نسبت به خیانت آنلاین حساس‌تر هستند
نتایج ضعیف در رابطه بین صفات تیره شخصیت و خیانت آنلاین ممکن است به‌دلیل تفاوت‌های فرهنگی باشد، زیرا نقش ویژگی‌های شخصیتی مانند خودشیفتگی و روان‌پریشی در جوامع مختلف و به‌ویژه در جوامع غیرغربی متفاوت است. در جوامع غربی، صفات تیره شخصیت بیشتر به خیانت مرتبط است، اما در جوامع محافظه‌کارتر، افراد ممکن است کمتر به خیانت‌های آشکار دست بزنند. این نکته می‌تواند توضیحی برای نتایج متفاوت در این پژوهش باشد [23، 60]. بنابراین، با تکیه بر پژوهش‌های معتبر علمی و با استناد به مقالات معتبر، می‌توان گفت نتایج این مطالعه به‌طور کلی با نظریات و یافته‌های قبلی همخوانی دارد. تنهایی اجتماعی-عاطفی به‌عنوان یک میانجی قوی در رابطه بین کیفیت روابط زوجین و خیانت آنلاین عمل کرده و ارتباط ضعیفی بین صفات تیره شخصیت و خیانت آنلاین مشاهده شده است که می‌تواند به‌دلیل تفاوت‌های فرهنگی و نقش عوامل محیطی و تکنولوژیکی باشد و این یافته‌ها به‌صورت عملی و در فضاهای درمانی، یافته ارزشمندی می‌باشد.
این پژوهش با محدودیت‌هایی نیز روبه‌رو بود؛ ازجمله اینکه نمونه‌گیری در این پژوهش تصادفی نبود. عدم کنترل متغیرهای مزاحمی نظیر جنسیت و مشکلات روانشناختی مانند اختلالات شخصیت محدودیت مطالعه حاضر بود.
از محدودیت‌های دیگر این پژوهش استفاده از پرسش‌نامه آنلاین به‌منظور جمع‌آوری اطلاعات بود، زیرا در پژوهش‌های حاوی جمع‌آوری داده‌ها با پرسش‌نامه آنلاین، نظارت بر پاسخ‌دهندگان کمتر است و جدی گرفتن پاسخگویی به سؤالات خوداظهاری پاسخ‌دهندگان درباره سؤالات پرسیده‌شده، ممکن است بازتاب واقعی ویژگی‌های موردنظر نباشد. پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های بعدی برای افزایش اعتبار بیرونی نتایج از روش‌های نمونه‌گیری تصادفی استفاده شود و مطالعات بعدی با کنترل متغیرهای مزاحمی که در سطور قبل ذکر شد انجام شود.
از نقاط قوت مطالعه حاضر می‌توان به جدید بودن این موضوع و عدم بررسی آن در فرهنگ ایرانی اشاره کرد. باتوجه‌به شیوع استفاده از اینترنت و نقش آن در نوع جدیدی از خیانت، خیانت آنلاین و در جهت تحکیم ساختار خانواده و نیز جلوگیری از درهم‌پاشی روابط زناشویی، برنامه‌ریزی‌های سازمانی ازسوی مدیران و متخصصین بهداشت روان در قالب برنامه‌های پیشگیرانه و اصلاح‌طلبانه ضروری به نظر می‌رسد.
محدودیت دیگر مطالعه حاضر این بود که شامل کاهش احتمال تعمیم‌پذیری نتایج به کل جامعه به‌علت نمونه‌گیری و جمعیت موردمطالعه، محدود بودن جامعه به افراد متأهل ساکن مشهد و تعداد کم شرکت‌کنندگان در برخی گروه‌های موردمطالعه مانند سطح تحصیلات است. بنابراین توصیه می‌شود مطالعات دیگری به‌صورت میدانی بر روی اقشار با دسترسی کمتر به اینترنت و فضای مجازی و در مناطق شهری و روستایی انجام شود.
ازسوی‌دیگر به‌دلیل تعداد ناکافی شرکت‌کنندگان در برخی طبقات متغیرهای موردبررسی، امکان تعدیل این متغیرها با توان موردقبول وجود نداشت. بنابراین توصیه می‌شود مطالعات آتی با استفاده از نمونه‌گیری خوشه‌ای براساس متغیرهای مخدوشگر، این ارتباط را با توان آماری مناسب‌تر مورد بررسی قرار دهند.
ملاحظات اخلاقی
مقاله حاضر برگرفته از طرح پژوهشی دانشگاه علوم پزشکی مشهد با کد اخلاق IR.MUMS.REC.1402.205 در کمیته اخلاق در پژوهش دانشگاه علوم پزشکی مشهد تصویب شده است.
حامی مالی
این مطالعه با حمایت معانت پژوهشی دانشگاه علوم پزشکی مشهد انجام شده است.
مشارکت نویسندگان
مفهوم‌سازی: الهام دیده‌بان؛ بررسی : الهام دیده‌بان، آرزو رنجبر مقدم و علی کناقستانی؛ پیش‌نویس اصلی: الهام دیده‌بان، آرزو رنجبر مقدم و علی کناقستانی؛ نوشتن، مرور و ویرایش، منابع و نظارت: همه نویسندگان روش و جذب سرمایه: الهام طاهری.
تعارض منافع
بنابر اظهار نویسندگان، این مقاله تعارض منافع ندارد.
تشکر و قدردانی
از مساعدت های معاونت محترم پژوهشی و شرکت‌کنندگان در پژوهش که نهایت همکاری را در مطالعه حاضر داشتند صمیمانه تشکر و قدردانی می‌شود.
References
متن کامل: (65 مشاهده)
مقدمه
ازدواج برای بسیاری از افراد با رضایت و سعادت آغاز می‌شود، اما به‌تدریج به سراشیبی می‌لغزد و حتی باعث ناراحتی و جدایی زوجین می‌شود. اکثر مردم در مقطعی از زندگی خود ازدواج می‌کنند، بااین‌حال تقریباً دو سوم ازدواج‌های اول به جدایی یا طلاق ختم می‌شود [1]. خیانت شایع‌ترین علت گزارش‌شده طلاق است که پیامدهای آن می‌تواند عواقب مخربی ازجمله احساس نارضایتی، افسردگی، سرزنش و ناامیدی برای زوجین در روابطشان داشته باشد [2]. تعاریف خیانت به‌طور گسترده در مطالعات مختلف متفاوت است، اما به‌طورکلی می‌تواند به‌عنوان درگیر شدن در روابط عاطفی یا جنسی خارج از محدوده توافق‌شده رابطه زوجین تعریف شود [3]. خیانت ممکن است شامل رفتارهایی مانند معاشقه، داشتن یک ارتباط عاطفی، رابطه جنسی یا استفاده از پورنوگرافی باشد.
با ظهور اینترنت و گوشی‌های هوشمند، رفتارهای رایانه‌ای (مانند ارسال پیامک، ارسال عکس‌های صریح، یا تماشای پورن زنده وب‌کم) نیز به‌عنوان اشکال خیانت آنلاین به‌ویژه در بین زوجین رایج‌تر شده‌اند [4]. بااین‌حال یافته‌های مطالعات پیشین درخصوص این ارتباط ضد و نقیض بوده است. برخی از محققان دسترسی گسترده به فضای مجازی، به‌ویژه رسانه‌های اجتماعی را به‌عنوان عوامل تسهیل‌کننده انجام رفتارهای مرتبط با خیانت در نظر گرفته‌اند [5]. از دیدگاه زوجین، خیانت آنلاین موجب ناراحتی در همسر می‌شود و میزان این نارحتی بیشتر از بروز خیانت آشکار است. سردرگمی ناشی از خیانت آنلاین در زمینه انگاشت خیانت آنلاین به‌عنوان خیانت واقعی ذکر شده است [6].
در دو مطالعه در ایران نیز ارتباط مستقیمی بین افزایش نفوذ اینترنت در ایران و آمار طلاق گزارش شده است [7, 8]. در مطالعه‌ای که در شیراز انجام شد، بین اعتیاد به اینترنت و خستگی عاطفی زوجین ارتباط معنی‌داری گزارش شد. براساس این مطالعه، خصوصیات اعتیاد به اینترنت ازجمله مشکل در مدیریت زمان، رفتارهای پنهان‌کارانه با خستگی عاطفی در روابط زوجین مرتبط بودند [9]. بااین‌حال در مطالعه‌ای که در نیجریه بر روی 373 زوج از طریق پرسش‌نامه آنلاین انجام شد، علی‌رغم وجود ارتباط بین استفاده از شبکه‌های اجتماعی و کیفیت روابط بین زوجین، ارتباطی بین استفاده از این شبکه‌ها و خیانت مشاهده نشد [10].
تا به امروز، عوامل زیادی با ثبات زناشویی زوجین مرتبط شناخته شده است که ازجمله می‌توان به نژاد، جنس، مذهب، تحصیلات، شخصیت و سن ازدواج اشاره کرد [11-14]. مطالعه حاصلی و همکاران نشان دادند متغیرهای فردی زوجین (مانند سبک دلبستگی، صفات شخصیتی، متغیرهای اجتماعی-جمعیتی و نگرش‌های جنسی) و کیفیت روابط زوجین (مانند رضایت جنسی و رابطه عاطفی) می‌توانند خیانت زوجین را پیش‌بینی کنند. بنابراین، خیانت اغلب نتیجه محیطی است که توسط زوجین ایجاد می‌شود [15].
یکی از عواملی که همیشه می‌تواند بر روابط زوجین تأثیر بگذارد، ویژگی‌های شخصیتی آن‌هاست [16]. مطالعات پیشین پنج ویژگی شخصیتی (روان‌رنجوری، برون‌گرایی، گشاده‌رویی، توافق‌پذیری و وظیفه‌شناسی) را با روابط صمیمانه زوجین مرتبط دانسته‌اند [17, 18]. همچنین ماکیاولیسم، خودشیفتگی و روان‌پریشی با الگوهای عملکرد منفی رفتاری و ذهنی در افراد مرتبط است [1]. هرکدام از این ویژگی‌ها می‌توانند به رفتارهای مخرب در روابط زناشویی منجر شوند [19, 20]. صفات تیره شخصیت، به‌ویژه ماکیاولیسم و روان‌پریشی، می‌توانند موجب تعارضات در رابطه و اتمام آن شوند [19، 21].
بااین‌حال درخصوص صفات تیره شخصیتی پیش بینی‌کننده خیانت در روابط زوجین اختلاف‌نظر وجود دارد. برای‌مثال در یک مطالعه، در مردان تنها پیش‌بینی‌کننده مثبت منحصربهفرد خیانت، روان‌پریشی و در زنان روان‌پریشی و ماکیاولیسم با خیانت ارتباط مثبت و خودشیفتگی با خیانت ارتباط منفی گزارش شد [22]. بااین‌حال، در مطالعه‌ای دیگر تنها پیش‌بینی‌کننده مثبت و منحصربهفرد برای وقوع خیانت قبلی، خودشیفتگی بوده است و روان‌پریشی ثانویه همبود با خودشیفتگی به‌صورت مثبتی قصد خیانت را پیش‌بینی می‌کنند [23]. علی‌رغم ارتباط بین صفات تیره شخصیتی با خیانت، مکانیسم زیربنایی رابطه بین صفات تیره شخصیت با خیانت آنلاین به‌ندرت مورد بررسی قرار گرفته است.
عامل دیگری که می‌تواند با خیانت مرتبط باشد، کیفیت روابط زوجین می‌باشد [24]. کیفیت روابط زوجین حالتی روانی است که نیازمند تلاش مستمر زوجین برای تحقق آن است [17]. کیفیت روابط زوجین نقش اساسی در کیفیت کلی ارتباطات خانوادگی و نگرش‌های مثبت به همسر و سطوح پایین رفتارهای منفی دارد [25] و بر روی وضعیت سلامت جسمانی تأثیرگذار است [26]. عوامل مختلفی مانند وضعیت اجتماعی و اقتصادی، تحصیلات، سن، اعتقادات مذهبی، جذابیت فیزیکی، ضریب هوش و نگرش‌های شخصی بر کیفیت روابط تأثیر می‌گذارند [17]. مشخص شده است کیفیت روابط بین زوجین در ارتباط بین استفاده از پورنوگرافی و خیانت در روابط زوجین نقش میانجی دارد [27]، درحالی‌که اکثر تحقیقات، کیفیت روابط زوجین را پیش‌بینی‌کننده خیانت و مرتبط با آن می‌دانند [15، 28] ، اما یافته‌ها اغلب متناقض هستند [29، 30]. برای رفع این ناسازگاری‌ها، بررسی این عامل مهم است.
تنهایی اجتماعی-عاطفی نیز از عواملی است که می‌تواند با خیانت و عواقب آن در ارتباط باشد. احساس تنهایی ناشی از شکافی است که بین خواسته‌های فرد و آنچه به دست آورده است رخ می‌دهد. احساس تنهایی زمانی رخ می‌دهد که ارتباط فرد با دیگران کاذب بوده و طرفین از این رابطه، تجربه عاطفی مشترکی نداشته باشند. برای‌مثال مشخص شده است تنهایی ناشی از خیانت همسر در زنان عامل پیشگویی‌کننده افسردگی در آنان می‌باشد [31]. همچنین تجربه خیانت آنلاین با افزایش احساس تنهایی در همسر همراه بوده است [32].
تجربه خیانت زناشویی با افزایش هیجان‌های منفی اولیه مانند غم و خشم و سپس تجربه هیجان‌های منفی ثانویه مانند نفرت، انزجار و ناامیدی همراه است [33]. ازسوی‌دیگر تنهایی اجتماعی-عاطفی نیز خود به کاهش کیفیت روابط بین زوجین آسیب می‌زند و به‌عبارت‌دیگر می‌توان برای تنهایی اجتماعی-عاطفی نقشی میانجی‌گرانه در ارتباط بین کیفیت زندگی و خیانت در نظر گرفت [34]. ازسوی‌دیگر بین خصوصیات شخصیتی و احساس تنهایی نیز ارتباط وجود دارد. در یک مطالعه فراتحلیل از بین خصوصیات شخصیتی پنجگانه به‌جز شخصیت باز، سایر خصوصیات با احساس تنهایی ارتباط معنی‌داری داشته‌اند [35]. بنابراین می‌توان این‌گونه فرض کرد که تنهایی اجتماعی-عاطفی می‌تواند به‌عنوان محصولی از خصوصیات شخصیتی بوده و درعین‌حال بر کیفیت روابط بین زوجین و همچنین خیانت تأثیرگذار باشد. بااین‌حال مطالعات کافی درخصوص بررسی نقش میانجیگری تنهایی اجتماعی-عاطفی در ارتباط بین خصوصیات شخصیتی و کیفیت زندگی و همچنین کیفیت زندگی با خیانت انلاین وجود ندارد.
باتوجه‌به کاهش آمار ازدواج در ایران در سال‌های اخیر و درعین‌حال، افزایش آمار طلاق، پیشگیری از طلاق با استفاده از شناخت عوامل مؤثر بر کیفیت روابط زوجین ضروری به نظر می‌رسد [36]. ازآنجاکه خیانت و به‌خصوص خیانت آنلاین می‌تواند بر کیفیت روابط زوجین تأثیر بگذارد و همچنین ویژگی‌های شخصیتی و کیفیت روابط زوجین می‌توانند از عوامل مرتبط با طلاق و رضایت زناشویی باشند، شناخت نقش عوامل میانجی در این ارتباط می‌تواند به شناخت بهتر مکانیسم و همچنین یافتن راهکارهای شناسایی به موقع و پیشگیری از به خطر افتادن روابط زوجین کمک کند. بااین‌حال، مطالعات انجام‌شده در زمینه نقش میانجی ویژگی‌های شخصیتی بر کیفیت روابط زوجین و خیانت آنلاین نتایج متناقضی را گزارش کرده‌اند. همچنین مطالعات معدودی رابطه بین صفات تیره شخصیت و کیفیت روابط زوجین با خیانت آنلاین را در جمعیت ایرانی بررسی کرده‌اند. بدین ترتیب این مطالعه با هدف بررسی نقش میانجی تنهایی اجتماعی-عاطفی در رابطه بین صفات تیره شخصیت و کیفیت روابط زوجین با خیانت آنلاین انجام شد.
روش
طراحی مطالعه و جامعه هدف
این مطالعه توصیفی‌پیمایشی و معادلات ساختاری بر روی افراد متأهل شهر مشهد که در گروه‌های فضای مجازی و نرم‌افزارهای اجتماعی داخلی و خارجی مانند تلگرام، واتساپ، بله، ایتا و غیره فعال بودند، با استفاده از نمونه‌گیری در دسترس انجام شد.
معیارهای ورود به مطالعه شامل گذشت حداقل 2 سال از تأهل، سکونت در مشهد، سن بین 20 تا 45 سال، اختلاف سنی زوجین کمتر از 12 سال، حداقل تحصیلات سیکل و دسترسی به گوشی همراه هوشمند و اینترنت، عضویت در شبکه‌های اجتماعی، عدم مصرف مواد مخدر و الکل، عدم دریافت داروهای روانپزشکی بود. علت انتخاب بازه زمانی 2 ساله از ازدواج، حذف اثر ماه عسل بود.
معیارهای خروج از مطالعه شامل سابقه بیماری روانپزشکی منجر به بستری یا مصرف دارو، تقاضای طلاق یا شرایط متارکه و عدم تمایل به شرکت در مطالعه و پر کردن پرسش‌نامه‌ها بود.
برای تعیین حجم نمونه باتوجه‌به نسبت F، برای حداکثر سه متغیر واردشده در بلوک پیش‌بین (تنهایی اجتماعی-عاطفی، صفات تیره شخصیت، کیفیت روابط زوجین با خیانت آنلاین) از برنامه نرم‌افزاری جی‌پاور نسخه 3.1.9.6 استفاده شد و با در نظر گرفتن احتمال خطای نوع اول (آلفا) در سطح 0/01 (سطح اطمینان 99 درصد)، سطح قابل‌قبول توان آزمون برابر با 0/95 و اندازه اثر (F) متوسط (0/25)، حجم نمونه معادل 410 نفر به دست آمد که به‌منظور مقابله با مقادیر پرت و تکمیل ناموفق برخی از آزمون‌ها با لحاظ کردن 15 درصد ریزش، حجم نمونه نهایی به 470 نفر افزایش یافت. ازسوی‌دیگر حداقل نمونه برای انجام معادلات ساختاری، براساس قاعده معمول 10 برابر تعداد معرف‌های مورداستفاده برای سنجش یک سازه و با در نظر گرفتن 43 گویه در مقیاس خیانت آنلاین که بیشترین تعداد گویه در بین سایر مقیاس‌ها را دارد، حداقل حجم نمونه برای انجام این آزمون 340 نفر می‌باشد [37].
ابزار پژوهش
در این پژوهش از ابزارهای ذیل جهت جمع‌آوری اطلاعات استفاده شد.
پرسش‌نامه صفات تیره شخصیت دوجین کثیف جنیسون و ویستر (2010)
پرسش‌نامه دوجین کثیف دارای 12 سؤال بوده که جنیسون و ویستر در سال 2010 طراحی و تنظیم کرده‌اند و شامل سه زیرمؤلفه خودشیفتگی، ماکیاولیسم و جامعه‌ستیزی است. هدف از این پرسش‌نامه سنجش صفات تاریک شخصیت در 3 بعد (خودشیفتگی سؤالات 9 تا 12)، ماکیاولیسم (سؤالات 1 تا 4) و جامعه‌ستیزی (سؤالات 5 تا 8) می‌باشد. این پرسش‌نامه براساس طیف لیکرت از کاملاً مخالف (1) تا کاملاً موافق (5) پاسخ داده می‌شود.
امتیاز هربعد با جمع امتیازات پرسش‌های مربوط به هر بعد از پرسش‌نامه محاسبه می‌شود. در پژوهش یوسفی و پیری، روایی صوری و محتوای این مقیاس تأیید شده است. روایی ملاکی این پرسش‌نامه با استفاده از پرسش‌نامه شخصیت خودشیفته نسخه 16 گویه‌‌ای، مقیاس جامعه‌ستیزی نسخه کوتاه پرسش‌نامه شخصیتی چندوجهی مینه‌سوتا و همچنین پرسش‌نامه ماکیاولیسم تأیید شد. ویژگی‌های روانسنجی این پرسش‌نامه شامل اعتبار افتراقی، هم‌زمان، سازه و آزمون- بازآزمون در 4 مطالعه مورد آزمون قرار گرفت. این مطالعه‌ها در مجموع 1085 شرکت‌کننده داشت. نتایج این مطالعات نشان داد این پرسش‌نامه با پرخاشگری، ناسازگاری و ازدواج‌های کوتاه‌مدت ارتباط دارد. طبق گزارش سازندگان، این پرسش‌نامه ویژگی‌های روانسنجی مناسبی در تمام مطالعات داشته است و میزان آلفای کرونباخ برای بعدهای ماکیاولیسم (0/72-0/77)، جامعه‌ستیزی (0/66-0/69) و خودشیفتگی (0/78-0/85) گزارش شده است [37].
پرسش‌نامه کیفیت روابط زوجین کوندی و همکاران (2016)
در پژوهش حاضر برای بررسی کیفت روابط زناشویی از مقیاس کیفیت روابط زوجین که در سال 2016 کوندی و همکاران آن را طراحی کرده‌اند، استفاده شـد [38]. مقیاس نهایی ایــن پرسش‌نامه شامل 9 گویه و یک عامل مــی‌باشــد کــه یــک سؤال آن بــه‌صــورت معکــوس نمـره‌گـذاری مـی‌شـود. نحـوه پاسـخ‌گویـی بـه سـؤالات به‌صورت طیف لیکرت از کاملاً مخالفـم (1) تا کامـلاً موافقـم (5) می‌باشد. نمرات بالاتر در این پرسش‌نامه نشانگر کیفیــت بهتــر رابطــه زوجیــن اســت. میزان روایی این مقیاس با استفاده از ضریــب آلفــای کرونبــاخ در پژوهـش تقـی‌زاده و همـکاران (1396)، 0/90 و در حد مطلوب گزارش شـد [39]. این پرسش‌نامه اگر به‌صورت تکی در یکی از زوجین هم تکمیل شود قابل‌قبول است .
پرسش‌نامه خیانت آنلاین آلج (2009)
پرسش‌نامه خیانت آنلاین یک مقیاس 43 ماده‌ای است که آلج در سال 2009 ساخته است [40]. این پرسش‌نامه، میزان نگرش افراد را نسبت به رفتارهای اینترنتی شریک زندگی‌شان با استفاده از مقیاس لیکرت 6 نمره‌ای از هرگز یا بدون خیانت (1) تا همیشه یا بیشترین خیانت (6) می‌سنجد. این پرسش‌نامه از سه مؤلفۀ اصلی فعالیت‌های دوستانه، فعالیت‌های عاطفی و فعالیت‌های جنسی تشکیل شده است. میزان ضریب آلفای کرونباخ برای این سه عامل در پژوهش «خیانت آنلاین: بررسی نگرش افراد نسبت به فعالیت‌های اینترنتی شریک زندگی» به‌ترتیب 0/95، 0/89 و 0/90 به دست آمد و درمجموع آلفای کرونباخ کل پرسش‌نامه برابر با 0/91 به دست آمد. هریک از سؤالات این سه مؤلفه رفتارهای متعدد اینترنتی نظیر چت کردن، گفت‌وگوهای عاشقانه و جنسی در محیط مجازی و تبادل اطلاعات شخصی با سایرکاربران اینترنتی در فضای مجازی را مورد توجه قرار می‌دهند [41].
پرسش‌نامه احساس تنهایی اجتماعی‌ـ‌عاطفی دی‌توماسو و همکاران (2004)
مقیاس احساس تنهایی اجتماعی-عاطفی دارای 15 سؤال است و هدف آن بررسی میزان احساس تنهایی اجتماعی-عاطفی افراد (تنهایی رمانتیک، تنهایی خانوادگی و تنهایی اجتماعی) می‌باشد. این پرسش‌نامه براساس نظریه ویس طراحی شده است و دی‌توماسو و همکاران در سال 2004 آن را ساخته‌اند و تدوین کرده‌اند [42]. شیوه نمره‌دهی آن براساس طیف لیکرت پنج گزینه‌ای از کاملاً مخالفم (1) تا کاملاً موافقم (۵) است. البته این شیوه نمره‌گذاری در مورد سؤال شماره 14 معکوس است. مقیاس احساس تنهایی دارای 3 بعد تنهایی رمانتیک (سؤالات 3، 6، 8 و 10)، تنهایی خانوادگی (سؤالات 1، 5، 9، 12 و 13) و تنهایی اجتماعی (سؤالات 2، 4، 7، 11 و 14) است. امتیاز کلی این مقیاس، با جمع امتیازات تک‌تک سؤالات محاسبه می‌شود. مؤلفان این مقیاس، ضرایب آلفای کرونباخ این ابزار را بین 0/87 تا 0/90 گزارش کرده‌اند. در ایران پایایی و روایی این مقیاس را جوکار و سلیمی در سال 1390 بررسی کردند. نتایج تحلیل عاملی مؤید وجود سه عامل در این مقیاس بود، همچنین روایی همگرا و افتراق مطلوبی برای مقیاس به دست آمد، ضرایب آلفای کرونباخ نیز برای تنهایی رمانتیک، اجتماعی و خانوادگی به‌ترتیب 0/92، 0/84 و 0/78 گزارش شد [43].
جمع‌آوری داده‌ها
باتوجه‌به پراکندگی افراد جامعه پژوهش و گستردگی محیط پژوهش، امکان دسترسی فیزیکی و حضوری به نمونه‌ها وجود نداشت. بنابراین یک پرسش‌نامه اینترنتی با استفاده از سایت پرس‌لاین طراحی و همراه با آن تقاضانامه‌ای مبنی بر اینکه افراد واجد شرایط ورود به مطالعه، پرسش‌نامه مذکور را تکمیل کنند، در گروه‌های مجازی ارسال شد. گروه‌های مجازی موردمطالعه شامل گروه‌های تلگرام و واتساپ مربوط به زوجین بود. پس از تکمیل پرسش‌نامه اینترنتی توسط شرکت‌کنندگان، نسخه الکترونیکی پرسش‌نامه از طریق سایت پرس‌لاین جمع‌آوری شد.
تجزیه‌وتحلیل آماری
اطلاعات با نرم‌افزار آماری SPSS نسخه 25 پردازش و تجزیه‌وتحلیل شد. در ابتدا توزیع نرمال داده‌های کمی با استفاده از آزمون کولموگروف-اسمیرنوف ارزیابی شد. داده‌های کمی با توزیع نرمال با استفاده از میانگین و انحراف‌معیار، داده‌های کمی با توزیع غیرنرمال با استفاده از میانه و دامنه بین چهارکی و داده‌های کیفی با استفاده از فراوانی و درصد توصیف شدند.
در مرحله بعد، تحلیل عاملی تأییدی با استفاده از نرم‌افزار آماری Smart PLS نسخه 3 پردازش شد. هدف از به‌کارگیری تحلیل عاملی تأییدی، بررسی روایی و پایایی سازه‌ها و بررسی مناسبت بودن گویه‌های آن‌ها می‌باشد. باتوجه‌به اینکه نمرات بالای پرسش‌نامه تنهایی عاطفی و اجتماعی نشانه میزان پایین‌تر تنهایی عاطفی و اجتماعی بود، به‌منظور تسهیل ارتباطات تفسیر، در تحلیل آماری، امتیاز گویه‌های این پرسش‌نامه به‌جز گویه 14 معکوس شد.
در این تحقیق برای برازش مدل، از روش حداقل مربعات جزئی استفاده می‌شود. بررسی مناسب بودن بارهای عاملی یکی از اهداف تحلیل عاملی تأییدی می‌باشد. اصولاً بارهای عاملی که مقدار برآورد استانداردشده آن‌ها بیش از 0/5 باشد، مناسب است. این حالت نشان می‌دهد که گویه موردبررسی تأثیر قابل‌توجه و معنی‌داری در سازه مربوطه دارد. بنابراین گویه‌هایی که دارای بارهای عاملی کمتر از 0/5 باشند از روند تحلیل حذف شدند. معیار مهم دیگر روایی واگرا می‌باشد که میزان رابطه یک سازه با شاخص‌هایش در مقایسه رابطه آن سازه با سایر سازه‌ها است، به‌طوری‌که روایی واگرای قابل‌قبول یک مدل حاکی از آن است که یک سازه در مدل تعامل بیشتری با شاخص‌های خود دارد تا با سازه‌های دیگر. روایی واگرا به دو روش فورنل لارکر و روش HTMT سنجیده شد؛ در روش فورنل لارکر، روایی واگرا وقتی در سطح قابل‌قبول است که میزان AVE برای هر سازه بیشتر از واریانس اشتراکی بین آن سازه و سازه‌های دیگر (یعنی مربع مقدار ضرایب همبستگی بین سازه‌ها) در مدل باشد [44].
در ماتریس فورنل و لارکر، مقدار جذر AVE متغیرها در قطر اصلی ماتریس همبستگی متغیرها وارد می‌شود. معیار کلی که برای روش حداقل مربعات جزئی جهت بررسی مناسبت مدل در نظر گرفته شده است شاخص نیکویی برازش نام دارد. این معیار به چهار شاخص مطلق، نسبی، مدل درونی و مدل بیرونی تقسیم می‌شود. مدل درونی درواقع همان روابط بین متغیرهای مکنون یا همان ضرایب مسیر می‌باشد و مدل بیرونی در واقع برآورد بارهای عاملی و تحلیل عاملی است. شاخص نیکویی برازش شاخص توصیفی است. شاخص نکویی برازش GOF عددی بین (0) و (1) به دست می‌دهد. وتزلس و همکاران سه مقدار برای ارزیابی شاخص GOF در نظر گرفته‌اند که عبارت‌اند از ضعیف (بین 0/1 تا 0/25)، متوسط (بین 0/25 تا 0/36) و قوی (بیشتر از 0/36). هرچه مقدار شاخص GOF به عدد 1 نزدیک باشد، بیانگر مناسب‌تر بودن مدل است. جهت سنجش فرضیات میانجی از روش بوت استرپینگ استفاده شده است [45].
یافته‌ها
پس از جمع‌آوری، تحقیق و استخراج اطلاعات تعداد 574 نفر از طریق پرسش‌نامه اینترنتی که پس از حذف نمونه‌هایی که شرایط ورود به مطالعه را نداشتند و پس از حذف مقادیر پرت درنهایت اطلاعات مربوط به 434 نمونه ثبت و تأیید شد. براین‌اساس نسبت پاسخ‌دهی 75/6 درصد بود.
میانگین سنی شرکت‌کنندگان در این مطالعه 32/41±5/74 سال بود. میانه اختلاف سنی زوجین و مدت رابطه به‌ترتیب 3 سال (دامنه بین چهارکی 4 تا 11 سال) و 4 سال (دامنه بین چهارکی 3 تا 6 سال) بود. اطلاعات جمعیت‌شناختی شرکت‌کنندگان در مطالعه در جدول شماره 1 نشان داده شده است.
نمرات گویه‌های پرسش‌نامه‌های مطالعه در جدول شماره 2 نشان داده شده است.
براساس تحلیل عاملی، گویه شماره 4 از پرسش‌نامه کیفیت روابط، گویه‌های شماره 18، 28، 29، 33، 34و 40 از پرسش‌نامه خیانت آنلاین، گویه‌های شماره 1، 9، 12 تا 14 از پرسش‌نامه تنهایی اجتماعی-عاطفی، گویه‌های شماره 4 و 9 تا 12 از پرسش‌نامه صفات تیره شخصیت به‌علت داشتن بار عاملی کمتر از 0/5 حذف شدند. نتایج حاصل از برازش مدل اندازه‌گیری پس از حذف گویه‌های مذکور در تصویر شماره 1 و جدول شماره 3 نشان داده شده است.
ازدواج برای بسیاری از افراد با رضایت و سعادت آغاز می‌شود، اما به‌تدریج به سراشیبی می‌لغزد و حتی باعث ناراحتی و جدایی زوجین می‌شود. اکثر مردم در مقطعی از زندگی خود ازدواج می‌کنند، بااین‌حال تقریباً دو سوم ازدواج‌های اول به جدایی یا طلاق ختم می‌شود [1]. خیانت شایع‌ترین علت گزارش‌شده طلاق است که پیامدهای آن می‌تواند عواقب مخربی ازجمله احساس نارضایتی، افسردگی، سرزنش و ناامیدی برای زوجین در روابطشان داشته باشد [2]. تعاریف خیانت به‌طور گسترده در مطالعات مختلف متفاوت است، اما به‌طورکلی می‌تواند به‌عنوان درگیر شدن در روابط عاطفی یا جنسی خارج از محدوده توافق‌شده رابطه زوجین تعریف شود [3]. خیانت ممکن است شامل رفتارهایی مانند معاشقه، داشتن یک ارتباط عاطفی، رابطه جنسی یا استفاده از پورنوگرافی باشد.
با ظهور اینترنت و گوشی‌های هوشمند، رفتارهای رایانه‌ای (مانند ارسال پیامک، ارسال عکس‌های صریح، یا تماشای پورن زنده وب‌کم) نیز به‌عنوان اشکال خیانت آنلاین به‌ویژه در بین زوجین رایج‌تر شده‌اند [4]. بااین‌حال یافته‌های مطالعات پیشین درخصوص این ارتباط ضد و نقیض بوده است. برخی از محققان دسترسی گسترده به فضای مجازی، به‌ویژه رسانه‌های اجتماعی را به‌عنوان عوامل تسهیل‌کننده انجام رفتارهای مرتبط با خیانت در نظر گرفته‌اند [5]. از دیدگاه زوجین، خیانت آنلاین موجب ناراحتی در همسر می‌شود و میزان این نارحتی بیشتر از بروز خیانت آشکار است. سردرگمی ناشی از خیانت آنلاین در زمینه انگاشت خیانت آنلاین به‌عنوان خیانت واقعی ذکر شده است [6].
در دو مطالعه در ایران نیز ارتباط مستقیمی بین افزایش نفوذ اینترنت در ایران و آمار طلاق گزارش شده است [7, 8]. در مطالعه‌ای که در شیراز انجام شد، بین اعتیاد به اینترنت و خستگی عاطفی زوجین ارتباط معنی‌داری گزارش شد. براساس این مطالعه، خصوصیات اعتیاد به اینترنت ازجمله مشکل در مدیریت زمان، رفتارهای پنهان‌کارانه با خستگی عاطفی در روابط زوجین مرتبط بودند [9]. بااین‌حال در مطالعه‌ای که در نیجریه بر روی 373 زوج از طریق پرسش‌نامه آنلاین انجام شد، علی‌رغم وجود ارتباط بین استفاده از شبکه‌های اجتماعی و کیفیت روابط بین زوجین، ارتباطی بین استفاده از این شبکه‌ها و خیانت مشاهده نشد [10].
تا به امروز، عوامل زیادی با ثبات زناشویی زوجین مرتبط شناخته شده است که ازجمله می‌توان به نژاد، جنس، مذهب، تحصیلات، شخصیت و سن ازدواج اشاره کرد [11-14]. مطالعه حاصلی و همکاران نشان دادند متغیرهای فردی زوجین (مانند سبک دلبستگی، صفات شخصیتی، متغیرهای اجتماعی-جمعیتی و نگرش‌های جنسی) و کیفیت روابط زوجین (مانند رضایت جنسی و رابطه عاطفی) می‌توانند خیانت زوجین را پیش‌بینی کنند. بنابراین، خیانت اغلب نتیجه محیطی است که توسط زوجین ایجاد می‌شود [15].
یکی از عواملی که همیشه می‌تواند بر روابط زوجین تأثیر بگذارد، ویژگی‌های شخصیتی آن‌هاست [16]. مطالعات پیشین پنج ویژگی شخصیتی (روان‌رنجوری، برون‌گرایی، گشاده‌رویی، توافق‌پذیری و وظیفه‌شناسی) را با روابط صمیمانه زوجین مرتبط دانسته‌اند [17, 18]. همچنین ماکیاولیسم، خودشیفتگی و روان‌پریشی با الگوهای عملکرد منفی رفتاری و ذهنی در افراد مرتبط است [1]. هرکدام از این ویژگی‌ها می‌توانند به رفتارهای مخرب در روابط زناشویی منجر شوند [19, 20]. صفات تیره شخصیت، به‌ویژه ماکیاولیسم و روان‌پریشی، می‌توانند موجب تعارضات در رابطه و اتمام آن شوند [19، 21].
بااین‌حال درخصوص صفات تیره شخصیتی پیش بینی‌کننده خیانت در روابط زوجین اختلاف‌نظر وجود دارد. برای‌مثال در یک مطالعه، در مردان تنها پیش‌بینی‌کننده مثبت منحصربهفرد خیانت، روان‌پریشی و در زنان روان‌پریشی و ماکیاولیسم با خیانت ارتباط مثبت و خودشیفتگی با خیانت ارتباط منفی گزارش شد [22]. بااین‌حال، در مطالعه‌ای دیگر تنها پیش‌بینی‌کننده مثبت و منحصربهفرد برای وقوع خیانت قبلی، خودشیفتگی بوده است و روان‌پریشی ثانویه همبود با خودشیفتگی به‌صورت مثبتی قصد خیانت را پیش‌بینی می‌کنند [23]. علی‌رغم ارتباط بین صفات تیره شخصیتی با خیانت، مکانیسم زیربنایی رابطه بین صفات تیره شخصیت با خیانت آنلاین به‌ندرت مورد بررسی قرار گرفته است.
عامل دیگری که می‌تواند با خیانت مرتبط باشد، کیفیت روابط زوجین می‌باشد [24]. کیفیت روابط زوجین حالتی روانی است که نیازمند تلاش مستمر زوجین برای تحقق آن است [17]. کیفیت روابط زوجین نقش اساسی در کیفیت کلی ارتباطات خانوادگی و نگرش‌های مثبت به همسر و سطوح پایین رفتارهای منفی دارد [25] و بر روی وضعیت سلامت جسمانی تأثیرگذار است [26]. عوامل مختلفی مانند وضعیت اجتماعی و اقتصادی، تحصیلات، سن، اعتقادات مذهبی، جذابیت فیزیکی، ضریب هوش و نگرش‌های شخصی بر کیفیت روابط تأثیر می‌گذارند [17]. مشخص شده است کیفیت روابط بین زوجین در ارتباط بین استفاده از پورنوگرافی و خیانت در روابط زوجین نقش میانجی دارد [27]، درحالی‌که اکثر تحقیقات، کیفیت روابط زوجین را پیش‌بینی‌کننده خیانت و مرتبط با آن می‌دانند [15، 28] ، اما یافته‌ها اغلب متناقض هستند [29، 30]. برای رفع این ناسازگاری‌ها، بررسی این عامل مهم است.
تنهایی اجتماعی-عاطفی نیز از عواملی است که می‌تواند با خیانت و عواقب آن در ارتباط باشد. احساس تنهایی ناشی از شکافی است که بین خواسته‌های فرد و آنچه به دست آورده است رخ می‌دهد. احساس تنهایی زمانی رخ می‌دهد که ارتباط فرد با دیگران کاذب بوده و طرفین از این رابطه، تجربه عاطفی مشترکی نداشته باشند. برای‌مثال مشخص شده است تنهایی ناشی از خیانت همسر در زنان عامل پیشگویی‌کننده افسردگی در آنان می‌باشد [31]. همچنین تجربه خیانت آنلاین با افزایش احساس تنهایی در همسر همراه بوده است [32].
تجربه خیانت زناشویی با افزایش هیجان‌های منفی اولیه مانند غم و خشم و سپس تجربه هیجان‌های منفی ثانویه مانند نفرت، انزجار و ناامیدی همراه است [33]. ازسوی‌دیگر تنهایی اجتماعی-عاطفی نیز خود به کاهش کیفیت روابط بین زوجین آسیب می‌زند و به‌عبارت‌دیگر می‌توان برای تنهایی اجتماعی-عاطفی نقشی میانجی‌گرانه در ارتباط بین کیفیت زندگی و خیانت در نظر گرفت [34]. ازسوی‌دیگر بین خصوصیات شخصیتی و احساس تنهایی نیز ارتباط وجود دارد. در یک مطالعه فراتحلیل از بین خصوصیات شخصیتی پنجگانه به‌جز شخصیت باز، سایر خصوصیات با احساس تنهایی ارتباط معنی‌داری داشته‌اند [35]. بنابراین می‌توان این‌گونه فرض کرد که تنهایی اجتماعی-عاطفی می‌تواند به‌عنوان محصولی از خصوصیات شخصیتی بوده و درعین‌حال بر کیفیت روابط بین زوجین و همچنین خیانت تأثیرگذار باشد. بااین‌حال مطالعات کافی درخصوص بررسی نقش میانجیگری تنهایی اجتماعی-عاطفی در ارتباط بین خصوصیات شخصیتی و کیفیت زندگی و همچنین کیفیت زندگی با خیانت انلاین وجود ندارد.
باتوجه‌به کاهش آمار ازدواج در ایران در سال‌های اخیر و درعین‌حال، افزایش آمار طلاق، پیشگیری از طلاق با استفاده از شناخت عوامل مؤثر بر کیفیت روابط زوجین ضروری به نظر می‌رسد [36]. ازآنجاکه خیانت و به‌خصوص خیانت آنلاین می‌تواند بر کیفیت روابط زوجین تأثیر بگذارد و همچنین ویژگی‌های شخصیتی و کیفیت روابط زوجین می‌توانند از عوامل مرتبط با طلاق و رضایت زناشویی باشند، شناخت نقش عوامل میانجی در این ارتباط می‌تواند به شناخت بهتر مکانیسم و همچنین یافتن راهکارهای شناسایی به موقع و پیشگیری از به خطر افتادن روابط زوجین کمک کند. بااین‌حال، مطالعات انجام‌شده در زمینه نقش میانجی ویژگی‌های شخصیتی بر کیفیت روابط زوجین و خیانت آنلاین نتایج متناقضی را گزارش کرده‌اند. همچنین مطالعات معدودی رابطه بین صفات تیره شخصیت و کیفیت روابط زوجین با خیانت آنلاین را در جمعیت ایرانی بررسی کرده‌اند. بدین ترتیب این مطالعه با هدف بررسی نقش میانجی تنهایی اجتماعی-عاطفی در رابطه بین صفات تیره شخصیت و کیفیت روابط زوجین با خیانت آنلاین انجام شد.
روش
طراحی مطالعه و جامعه هدف
این مطالعه توصیفی‌پیمایشی و معادلات ساختاری بر روی افراد متأهل شهر مشهد که در گروه‌های فضای مجازی و نرم‌افزارهای اجتماعی داخلی و خارجی مانند تلگرام، واتساپ، بله، ایتا و غیره فعال بودند، با استفاده از نمونه‌گیری در دسترس انجام شد.
معیارهای ورود به مطالعه شامل گذشت حداقل 2 سال از تأهل، سکونت در مشهد، سن بین 20 تا 45 سال، اختلاف سنی زوجین کمتر از 12 سال، حداقل تحصیلات سیکل و دسترسی به گوشی همراه هوشمند و اینترنت، عضویت در شبکه‌های اجتماعی، عدم مصرف مواد مخدر و الکل، عدم دریافت داروهای روانپزشکی بود. علت انتخاب بازه زمانی 2 ساله از ازدواج، حذف اثر ماه عسل بود.
معیارهای خروج از مطالعه شامل سابقه بیماری روانپزشکی منجر به بستری یا مصرف دارو، تقاضای طلاق یا شرایط متارکه و عدم تمایل به شرکت در مطالعه و پر کردن پرسش‌نامه‌ها بود.
برای تعیین حجم نمونه باتوجه‌به نسبت F، برای حداکثر سه متغیر واردشده در بلوک پیش‌بین (تنهایی اجتماعی-عاطفی، صفات تیره شخصیت، کیفیت روابط زوجین با خیانت آنلاین) از برنامه نرم‌افزاری جی‌پاور نسخه 3.1.9.6 استفاده شد و با در نظر گرفتن احتمال خطای نوع اول (آلفا) در سطح 0/01 (سطح اطمینان 99 درصد)، سطح قابل‌قبول توان آزمون برابر با 0/95 و اندازه اثر (F) متوسط (0/25)، حجم نمونه معادل 410 نفر به دست آمد که به‌منظور مقابله با مقادیر پرت و تکمیل ناموفق برخی از آزمون‌ها با لحاظ کردن 15 درصد ریزش، حجم نمونه نهایی به 470 نفر افزایش یافت. ازسوی‌دیگر حداقل نمونه برای انجام معادلات ساختاری، براساس قاعده معمول 10 برابر تعداد معرف‌های مورداستفاده برای سنجش یک سازه و با در نظر گرفتن 43 گویه در مقیاس خیانت آنلاین که بیشترین تعداد گویه در بین سایر مقیاس‌ها را دارد، حداقل حجم نمونه برای انجام این آزمون 340 نفر می‌باشد [37].
ابزار پژوهش
در این پژوهش از ابزارهای ذیل جهت جمع‌آوری اطلاعات استفاده شد.
پرسش‌نامه صفات تیره شخصیت دوجین کثیف جنیسون و ویستر (2010)
پرسش‌نامه دوجین کثیف دارای 12 سؤال بوده که جنیسون و ویستر در سال 2010 طراحی و تنظیم کرده‌اند و شامل سه زیرمؤلفه خودشیفتگی، ماکیاولیسم و جامعه‌ستیزی است. هدف از این پرسش‌نامه سنجش صفات تاریک شخصیت در 3 بعد (خودشیفتگی سؤالات 9 تا 12)، ماکیاولیسم (سؤالات 1 تا 4) و جامعه‌ستیزی (سؤالات 5 تا 8) می‌باشد. این پرسش‌نامه براساس طیف لیکرت از کاملاً مخالف (1) تا کاملاً موافق (5) پاسخ داده می‌شود.
امتیاز هربعد با جمع امتیازات پرسش‌های مربوط به هر بعد از پرسش‌نامه محاسبه می‌شود. در پژوهش یوسفی و پیری، روایی صوری و محتوای این مقیاس تأیید شده است. روایی ملاکی این پرسش‌نامه با استفاده از پرسش‌نامه شخصیت خودشیفته نسخه 16 گویه‌‌ای، مقیاس جامعه‌ستیزی نسخه کوتاه پرسش‌نامه شخصیتی چندوجهی مینه‌سوتا و همچنین پرسش‌نامه ماکیاولیسم تأیید شد. ویژگی‌های روانسنجی این پرسش‌نامه شامل اعتبار افتراقی، هم‌زمان، سازه و آزمون- بازآزمون در 4 مطالعه مورد آزمون قرار گرفت. این مطالعه‌ها در مجموع 1085 شرکت‌کننده داشت. نتایج این مطالعات نشان داد این پرسش‌نامه با پرخاشگری، ناسازگاری و ازدواج‌های کوتاه‌مدت ارتباط دارد. طبق گزارش سازندگان، این پرسش‌نامه ویژگی‌های روانسنجی مناسبی در تمام مطالعات داشته است و میزان آلفای کرونباخ برای بعدهای ماکیاولیسم (0/72-0/77)، جامعه‌ستیزی (0/66-0/69) و خودشیفتگی (0/78-0/85) گزارش شده است [37].
پرسش‌نامه کیفیت روابط زوجین کوندی و همکاران (2016)
در پژوهش حاضر برای بررسی کیفت روابط زناشویی از مقیاس کیفیت روابط زوجین که در سال 2016 کوندی و همکاران آن را طراحی کرده‌اند، استفاده شـد [38]. مقیاس نهایی ایــن پرسش‌نامه شامل 9 گویه و یک عامل مــی‌باشــد کــه یــک سؤال آن بــه‌صــورت معکــوس نمـره‌گـذاری مـی‌شـود. نحـوه پاسـخ‌گویـی بـه سـؤالات به‌صورت طیف لیکرت از کاملاً مخالفـم (1) تا کامـلاً موافقـم (5) می‌باشد. نمرات بالاتر در این پرسش‌نامه نشانگر کیفیــت بهتــر رابطــه زوجیــن اســت. میزان روایی این مقیاس با استفاده از ضریــب آلفــای کرونبــاخ در پژوهـش تقـی‌زاده و همـکاران (1396)، 0/90 و در حد مطلوب گزارش شـد [39]. این پرسش‌نامه اگر به‌صورت تکی در یکی از زوجین هم تکمیل شود قابل‌قبول است .
پرسش‌نامه خیانت آنلاین آلج (2009)
پرسش‌نامه خیانت آنلاین یک مقیاس 43 ماده‌ای است که آلج در سال 2009 ساخته است [40]. این پرسش‌نامه، میزان نگرش افراد را نسبت به رفتارهای اینترنتی شریک زندگی‌شان با استفاده از مقیاس لیکرت 6 نمره‌ای از هرگز یا بدون خیانت (1) تا همیشه یا بیشترین خیانت (6) می‌سنجد. این پرسش‌نامه از سه مؤلفۀ اصلی فعالیت‌های دوستانه، فعالیت‌های عاطفی و فعالیت‌های جنسی تشکیل شده است. میزان ضریب آلفای کرونباخ برای این سه عامل در پژوهش «خیانت آنلاین: بررسی نگرش افراد نسبت به فعالیت‌های اینترنتی شریک زندگی» به‌ترتیب 0/95، 0/89 و 0/90 به دست آمد و درمجموع آلفای کرونباخ کل پرسش‌نامه برابر با 0/91 به دست آمد. هریک از سؤالات این سه مؤلفه رفتارهای متعدد اینترنتی نظیر چت کردن، گفت‌وگوهای عاشقانه و جنسی در محیط مجازی و تبادل اطلاعات شخصی با سایرکاربران اینترنتی در فضای مجازی را مورد توجه قرار می‌دهند [41].
پرسش‌نامه احساس تنهایی اجتماعی‌ـ‌عاطفی دی‌توماسو و همکاران (2004)
مقیاس احساس تنهایی اجتماعی-عاطفی دارای 15 سؤال است و هدف آن بررسی میزان احساس تنهایی اجتماعی-عاطفی افراد (تنهایی رمانتیک، تنهایی خانوادگی و تنهایی اجتماعی) می‌باشد. این پرسش‌نامه براساس نظریه ویس طراحی شده است و دی‌توماسو و همکاران در سال 2004 آن را ساخته‌اند و تدوین کرده‌اند [42]. شیوه نمره‌دهی آن براساس طیف لیکرت پنج گزینه‌ای از کاملاً مخالفم (1) تا کاملاً موافقم (۵) است. البته این شیوه نمره‌گذاری در مورد سؤال شماره 14 معکوس است. مقیاس احساس تنهایی دارای 3 بعد تنهایی رمانتیک (سؤالات 3، 6، 8 و 10)، تنهایی خانوادگی (سؤالات 1، 5، 9، 12 و 13) و تنهایی اجتماعی (سؤالات 2، 4، 7، 11 و 14) است. امتیاز کلی این مقیاس، با جمع امتیازات تک‌تک سؤالات محاسبه می‌شود. مؤلفان این مقیاس، ضرایب آلفای کرونباخ این ابزار را بین 0/87 تا 0/90 گزارش کرده‌اند. در ایران پایایی و روایی این مقیاس را جوکار و سلیمی در سال 1390 بررسی کردند. نتایج تحلیل عاملی مؤید وجود سه عامل در این مقیاس بود، همچنین روایی همگرا و افتراق مطلوبی برای مقیاس به دست آمد، ضرایب آلفای کرونباخ نیز برای تنهایی رمانتیک، اجتماعی و خانوادگی به‌ترتیب 0/92، 0/84 و 0/78 گزارش شد [43].
جمع‌آوری داده‌ها
باتوجه‌به پراکندگی افراد جامعه پژوهش و گستردگی محیط پژوهش، امکان دسترسی فیزیکی و حضوری به نمونه‌ها وجود نداشت. بنابراین یک پرسش‌نامه اینترنتی با استفاده از سایت پرس‌لاین طراحی و همراه با آن تقاضانامه‌ای مبنی بر اینکه افراد واجد شرایط ورود به مطالعه، پرسش‌نامه مذکور را تکمیل کنند، در گروه‌های مجازی ارسال شد. گروه‌های مجازی موردمطالعه شامل گروه‌های تلگرام و واتساپ مربوط به زوجین بود. پس از تکمیل پرسش‌نامه اینترنتی توسط شرکت‌کنندگان، نسخه الکترونیکی پرسش‌نامه از طریق سایت پرس‌لاین جمع‌آوری شد.
تجزیه‌وتحلیل آماری
اطلاعات با نرم‌افزار آماری SPSS نسخه 25 پردازش و تجزیه‌وتحلیل شد. در ابتدا توزیع نرمال داده‌های کمی با استفاده از آزمون کولموگروف-اسمیرنوف ارزیابی شد. داده‌های کمی با توزیع نرمال با استفاده از میانگین و انحراف‌معیار، داده‌های کمی با توزیع غیرنرمال با استفاده از میانه و دامنه بین چهارکی و داده‌های کیفی با استفاده از فراوانی و درصد توصیف شدند.
در مرحله بعد، تحلیل عاملی تأییدی با استفاده از نرم‌افزار آماری Smart PLS نسخه 3 پردازش شد. هدف از به‌کارگیری تحلیل عاملی تأییدی، بررسی روایی و پایایی سازه‌ها و بررسی مناسبت بودن گویه‌های آن‌ها می‌باشد. باتوجه‌به اینکه نمرات بالای پرسش‌نامه تنهایی عاطفی و اجتماعی نشانه میزان پایین‌تر تنهایی عاطفی و اجتماعی بود، به‌منظور تسهیل ارتباطات تفسیر، در تحلیل آماری، امتیاز گویه‌های این پرسش‌نامه به‌جز گویه 14 معکوس شد.
در این تحقیق برای برازش مدل، از روش حداقل مربعات جزئی استفاده می‌شود. بررسی مناسب بودن بارهای عاملی یکی از اهداف تحلیل عاملی تأییدی می‌باشد. اصولاً بارهای عاملی که مقدار برآورد استانداردشده آن‌ها بیش از 0/5 باشد، مناسب است. این حالت نشان می‌دهد که گویه موردبررسی تأثیر قابل‌توجه و معنی‌داری در سازه مربوطه دارد. بنابراین گویه‌هایی که دارای بارهای عاملی کمتر از 0/5 باشند از روند تحلیل حذف شدند. معیار مهم دیگر روایی واگرا می‌باشد که میزان رابطه یک سازه با شاخص‌هایش در مقایسه رابطه آن سازه با سایر سازه‌ها است، به‌طوری‌که روایی واگرای قابل‌قبول یک مدل حاکی از آن است که یک سازه در مدل تعامل بیشتری با شاخص‌های خود دارد تا با سازه‌های دیگر. روایی واگرا به دو روش فورنل لارکر و روش HTMT سنجیده شد؛ در روش فورنل لارکر، روایی واگرا وقتی در سطح قابل‌قبول است که میزان AVE برای هر سازه بیشتر از واریانس اشتراکی بین آن سازه و سازه‌های دیگر (یعنی مربع مقدار ضرایب همبستگی بین سازه‌ها) در مدل باشد [44].
در ماتریس فورنل و لارکر، مقدار جذر AVE متغیرها در قطر اصلی ماتریس همبستگی متغیرها وارد می‌شود. معیار کلی که برای روش حداقل مربعات جزئی جهت بررسی مناسبت مدل در نظر گرفته شده است شاخص نیکویی برازش نام دارد. این معیار به چهار شاخص مطلق، نسبی، مدل درونی و مدل بیرونی تقسیم می‌شود. مدل درونی درواقع همان روابط بین متغیرهای مکنون یا همان ضرایب مسیر می‌باشد و مدل بیرونی در واقع برآورد بارهای عاملی و تحلیل عاملی است. شاخص نیکویی برازش شاخص توصیفی است. شاخص نکویی برازش GOF عددی بین (0) و (1) به دست می‌دهد. وتزلس و همکاران سه مقدار برای ارزیابی شاخص GOF در نظر گرفته‌اند که عبارت‌اند از ضعیف (بین 0/1 تا 0/25)، متوسط (بین 0/25 تا 0/36) و قوی (بیشتر از 0/36). هرچه مقدار شاخص GOF به عدد 1 نزدیک باشد، بیانگر مناسب‌تر بودن مدل است. جهت سنجش فرضیات میانجی از روش بوت استرپینگ استفاده شده است [45].
یافته‌ها
پس از جمع‌آوری، تحقیق و استخراج اطلاعات تعداد 574 نفر از طریق پرسش‌نامه اینترنتی که پس از حذف نمونه‌هایی که شرایط ورود به مطالعه را نداشتند و پس از حذف مقادیر پرت درنهایت اطلاعات مربوط به 434 نمونه ثبت و تأیید شد. براین‌اساس نسبت پاسخ‌دهی 75/6 درصد بود.
میانگین سنی شرکت‌کنندگان در این مطالعه 32/41±5/74 سال بود. میانه اختلاف سنی زوجین و مدت رابطه به‌ترتیب 3 سال (دامنه بین چهارکی 4 تا 11 سال) و 4 سال (دامنه بین چهارکی 3 تا 6 سال) بود. اطلاعات جمعیت‌شناختی شرکت‌کنندگان در مطالعه در جدول شماره 1 نشان داده شده است.
نمرات گویه‌های پرسش‌نامه‌های مطالعه در جدول شماره 2 نشان داده شده است.
براساس تحلیل عاملی، گویه شماره 4 از پرسش‌نامه کیفیت روابط، گویه‌های شماره 18، 28، 29، 33، 34و 40 از پرسش‌نامه خیانت آنلاین، گویه‌های شماره 1، 9، 12 تا 14 از پرسش‌نامه تنهایی اجتماعی-عاطفی، گویه‌های شماره 4 و 9 تا 12 از پرسش‌نامه صفات تیره شخصیت به‌علت داشتن بار عاملی کمتر از 0/5 حذف شدند. نتایج حاصل از برازش مدل اندازه‌گیری پس از حذف گویه‌های مذکور در تصویر شماره 1 و جدول شماره 3 نشان داده شده است.
بررسی روایی واگرای پرسش‌نامه‌های موردمطالعه به‌صورت رو فورنل و لاکر و HTMT در جدول شماره 4 نشان داده شده است.
در ماتریس فورنل و لارکر، مقدار جذر AVE متغیرها در قطر اصلی ماتریس همبستگی متغیرها وارد می‌شود و دیده می‌شود که مقدار جذر AVE متغیرهای تحقیق از مقدار همبستگی میان آن‌ها که در خانه زیرین و راست قطر اصلی قرار گرفته بیشتر بود. ازاین‌رو می‌توان گفت در این پژوهش تمام سازه‌ها تعامل بیشتری با شاخص‌های خود داشتند تا با سازه‌های دیگر و روایی واگرای تمام سازه‌ها در حد مطلوب قرار داشتند که این امر روایی واگرای مناسب و برازش خوب مدل‌های اندازه‌گیری را نشان داد. در روش HTMT تمام مقادیر کمتر از 0/9 بود، بنابراین براساس معیار HTMT نیز روایی واگرای مدل تأیید شد.
به‌منظور بررسی فرضیات پس از بررسی شاخص‌های برازش مدل براساس نتایج حاصل از برازش مدل، به بررسی فرضیات پرداخته شده است. نتایج حاصل از برازش مدل در تصویر شماره 2 نشان داده شده است.
میزان شاخص نیکویی برازش برای این مدل 0/409 برآورد شده است که بیانگر قوی بودن کیفیت مدل می‌باشد. مشاهده می‌شود شاخص SRMR کمتر از 0/1 است و نشان از برازش مطلوب مدل دارد. نتایج برآورد ضرایب مستقیم مدل در جدول شماره 5 گزارش شده است.
براساس نتایج به‌دست‌آمده از برازش مدل مشاهده می‌شود که ضریب مسیر استاندارد صفات تیره شخصیت به خیانت آنلاین 0/222 برآورد شد که این ضریب معنی‌دار بود (0/05>P و 4/235=t)، بنابراین بین صفات تیره شخصیت با خیانت آنلاین رابطه مستقیم و معنی‌داری وجود داشت. شاخص اندازه اثر F2 میزان تأثیر یک متغیر برون‌زا بر متغیر درون‌زا را اندازه‌گیری می‌کند و مقادیر 0/15 و 0/35 به‌عنوان ملاک برای مقادیر متوسط و قوی این شاخص معرفی شده است. براساس نتایج حاصله اندازه اثر صفات تیره شخصیت به خیانت آنلاین 0/053 برآورد شد که ضعیف می‌باشد. ضریب مسیر استاندارد صفات تیره شخصیت به تنهایی اجتماعی-عاطفی 0/065 برآورد شد و این ضریب معنی‌دار نبود (0/140=P و 1/478=t)، بنابراین بین صفات تیره شخصیت با خیانت آنلاین رابطه معنی‌داری وجود نداشت. ضریب مسیر استاندارد کیفیت روابط زوجین به تنهایی اجتماعی-عاطفی 0/725- برآورد شد که این ضریب معنی‌دار بود (0/05>P و 21/498=t) بنابراین نتیجه می‌شود که بین استاندارد کیفیت روابط زوجین به تنهایی اجتماعی-عاطفی رابطه معکوس و معنی‌داری وجود داشت. اندازه اثر استاندارد کیفیت روابط زوجین به تنهایی اجتماعی-عاطفی 1/126 برآورد شد که در سطح قابل‌توجه بود. ضریب مسیر استاندارد تنهایی اجتماعی-عاطفی به خیانت آنلاین 0/171 برآورد شد که این ضریب معنی‌دار بود (0/019=P و 2/352). بنابراین بین استاندارد تنهایی اجتماعی-عاطفی با خیانت آنلاین رابطه مستقیم و معنی‌داری وجود داشت. اندازه اثر استاندارد کیفیت روابط زوجین به تنهایی اجتماعی-عاطفی 0/015 برآورد شد که در سطح ضعیف بود.
نتایج برآورد ضرایب کامل، مستقیم و غیرمستقیم مدل و آزمون معنی‌داری آن‌ها در جدول شماره 6 گزارش شده است.
براساس‌این جدول، مسیر کامل و مستقیم صفات تیره شخصیت به خیانت آنلاین معنی‌دار بود (0/05>P)، اما مسیر غیرمستقیم صفات تیره شخصیت به خیانت آنلاین از طریق تنهایی عاطفی و اجتماعی معنی‌دار نبود (0/185=P). بنابراین طبق نمودار تصمیم‌گیری تحلیل میانجیگری به روش بوت استرپینگ می‌توان گفت تنهایی اجتماعی-عاطفی در رابطه بین صفات تیره شخصیت با خیانت آنلاین اثر مستقیم داشته و در این رابطه نقش میانجی نداشت. همچنین مسیر کامل و مستقیم کیفیت روابط زوجین به خیانت آنلاین معنی‌دار نبود (0/05>P) اما مسیر غیرمستقیم کیفیت روابط زوجین به خیانت آنلاین از طریق تنهایی عاطفی و اجتماعی معنی‌دار بود (0/023=P). بنابراین طبق نمودار تصمیم‌گیری تحلیل میانجیگری به روش بوت استرپینگ می‌توان گفت تنهایی اجتماعی-عاطفی در رابطه بین کیفیت روابط زوجین با خیانت آنلاین اثر غیرمستقیم داشت و در این رابطه نقش میانجی نداشت. نمودار تصمیم‌گیری تحلیل میانجیگری به روش بوت استرپینگ در تصویر شماره 3 گزارش شده است.
براساس نتایج به‌دست‌آمده از برازش مدل مشاهده می‌شود که ضریب مسیر استاندارد صفات تیره شخصیت به خیانت آنلاین 0/222 برآورد شد که این ضریب معنی‌دار بود (0/05>P و 4/235=t)، بنابراین بین صفات تیره شخصیت با خیانت آنلاین رابطه مستقیم و معنی‌داری وجود داشت. شاخص اندازه اثر F2 میزان تأثیر یک متغیر برون‌زا بر متغیر درون‌زا را اندازه‌گیری می‌کند و مقادیر 0/15 و 0/35 به‌عنوان ملاک برای مقادیر متوسط و قوی این شاخص معرفی شده است. براساس نتایج حاصله اندازه اثر صفات تیره شخصیت به خیانت آنلاین 0/053 برآورد شد که ضعیف می‌باشد. ضریب مسیر استاندارد صفات تیره شخصیت به تنهایی اجتماعی-عاطفی 0/065 برآورد شد و این ضریب معنی‌دار نبود (0/140=P و 1/478=t)، بنابراین بین صفات تیره شخصیت با خیانت آنلاین رابطه معنی‌داری وجود نداشت. ضریب مسیر استاندارد کیفیت روابط زوجین به تنهایی اجتماعی-عاطفی 0/725- برآورد شد که این ضریب معنی‌دار بود (0/05>P و 21/498=t) بنابراین نتیجه می‌شود که بین استاندارد کیفیت روابط زوجین به تنهایی اجتماعی-عاطفی رابطه معکوس و معنی‌داری وجود داشت. اندازه اثر استاندارد کیفیت روابط زوجین به تنهایی اجتماعی-عاطفی 1/126 برآورد شد که در سطح قابل‌توجه بود. ضریب مسیر استاندارد تنهایی اجتماعی-عاطفی به خیانت آنلاین 0/171 برآورد شد که این ضریب معنی‌دار بود (0/019=P و 2/352). بنابراین بین استاندارد تنهایی اجتماعی-عاطفی با خیانت آنلاین رابطه مستقیم و معنی‌داری وجود داشت. اندازه اثر استاندارد کیفیت روابط زوجین به تنهایی اجتماعی-عاطفی 0/015 برآورد شد که در سطح ضعیف بود.
نتایج برآورد ضرایب کامل، مستقیم و غیرمستقیم مدل و آزمون معنی‌داری آن‌ها در جدول شماره 6 گزارش شده است.
براساس‌این جدول، مسیر کامل و مستقیم صفات تیره شخصیت به خیانت آنلاین معنی‌دار بود (0/05>P)، اما مسیر غیرمستقیم صفات تیره شخصیت به خیانت آنلاین از طریق تنهایی عاطفی و اجتماعی معنی‌دار نبود (0/185=P). بنابراین طبق نمودار تصمیم‌گیری تحلیل میانجیگری به روش بوت استرپینگ می‌توان گفت تنهایی اجتماعی-عاطفی در رابطه بین صفات تیره شخصیت با خیانت آنلاین اثر مستقیم داشته و در این رابطه نقش میانجی نداشت. همچنین مسیر کامل و مستقیم کیفیت روابط زوجین به خیانت آنلاین معنی‌دار نبود (0/05>P) اما مسیر غیرمستقیم کیفیت روابط زوجین به خیانت آنلاین از طریق تنهایی عاطفی و اجتماعی معنی‌دار بود (0/023=P). بنابراین طبق نمودار تصمیم‌گیری تحلیل میانجیگری به روش بوت استرپینگ می‌توان گفت تنهایی اجتماعی-عاطفی در رابطه بین کیفیت روابط زوجین با خیانت آنلاین اثر غیرمستقیم داشت و در این رابطه نقش میانجی نداشت. نمودار تصمیم‌گیری تحلیل میانجیگری به روش بوت استرپینگ در تصویر شماره 3 گزارش شده است.
بحث
استفاده از اینترنت برای تعاملات جنسی، فرصت‌های جدیدی برای خیانت فراهم کرده است که معمولاً بر روابط متعهد و زناشویی تأثیر منفی می‌گذارد. به‌دلیل بسیاری از واکنش‌های دردناک و منفی که زوج‌ها در مواجهه با خیانت شریک زندگی تجربه می‌کنند، درک بهتر از روش‌های متفاوتی که واکنش‌ها به خیانت به‌طور آشکار و پنهان براساس دیدگاه‌های منحصربهفرد تجربه می‌شود، ممکن است به مشاوران در بررسی تاب‌آوری افراد در برابر خیانت پنهان کمک کند [46].
این نتایج با آنچه توسط برخی مدل‌های نظری، مانند نظریه مثلثی عشق قابل‌توجیه است. برای‌مثال در نظریه مثلث عشق، صمیمیت عاطفی و اشتیاق، دو عنصر اساسی در روابط پایدار می‌باشند که از دو نیاز اساسی انسان (نیاز عاطفی و نیاز جنسی) نشئت می‌گیرند [47]. زمانی که این نیازها به خطر بیفتد، نارضایتی در رابطه عاشقانه ایجاد می‌شود [5]. نارضایتی از روابط عاشقانه و کاهش صمیمیت عاطفی عوامل خطری هستند که می‌توانند کیفیت رابطه زوجین را تضعیف کنند [48]. مطالعه حاضر با هدف بررسی نقش میانجی تنهایی اجتماعی-عاطفی در رابطه بین صفات تیره شخصیت و کیفیت روابط زوجین با خیانت آنلاین انجام شد. براساس نتایج این مطالعه، ارتباط ضعیفی بین صفات تیره شخصیت با خیانت وجود داشت. همچنین بین تنهایی اجتماعی-عاطفی و کیفیت روابط زوجین ارتباط معنی‌داری وجود داشت. بااین‌حال ارتباط ضعیفی بین تنهایی اجتماعی-عاطفی و خیانت آنلاین مشاهده شد. مطالعه حاضر همچنین نشان داد تنهایی اجتماعی-عاطفی در ارتباط خیانت آنلاین و صفات تیره شخصیتی و کیفیت روابط زوجین نقش میانجی ایفا نکرد.
مطالعه حاضر نشان داد ارتباط ضعیفی بین صفات تیره شخصیت با خیانت وجود داشت. این یافته با یافته‌های فرون و همکاران که بر روی 779 فرد مزدوج انجام شده بود، مشابهت داشت. فرون و همکاران نشان دادند از بین خصوصیات شخصیتی، اضطراب و اجتناب مرتبط با دلبستگی به‌طور مثبت با خیانت سایبری مرتبط بود. فرون و همکاران همچنین نشان دادند بین خیانت آنلاین و رضایت زوجین رابطه منفی وجود داشت [49]. خیانت آنلاین می‌تواند نشان‌دهنده عدم تعهد در رابطه و همچنین تمایل به جست‌وجوی روابط جایگزین باشد که هر دو در شخصیت اجتنابی رایج هستند. در این شرایط، اینترنت به فضایی امن تبدیل می‌شود و افراد اجتنابی را در برابر هر گونه تعهد محافظت می‌کند [51].
در مطالعه میلر و درویین نشان داده شد سطح بالای خودشیفتگی با نارضایتی از رابطه زوجین و احتمال خیانت بیشتر همراه می‌باشد و این یافته با پژوهش ما همسو نمی‌باشد 53بین شخصیت و خیانت (نه از نوع اینترنتی) بررسی شد. این مطالعه نشان داد روان‌پریشی و کانت‌گرایی پیش‌بینی‌کننده‌های معنی‌دار نگرش‌های خیانت بودند، درحالی‌که تنها روان‌پریشی پیش‌بینی‌کننده معنی‌دار رفتار خیانت بود. ویژگی‌های شخصیتی تاریک و روشن به‌طور منحصربهفرد نگرش خیانت را پیش‌بینی کردند [52].
مشابه یافته‌های مطالعه حاضر، کایا و همکاران در مرور نظام‌مندی که در سال 2023 انجام دادند نشان دادند شخصیت اجتناب‌گرا و مضطرب با خیانت آنلاین ارتباط داشت [53]. رابطه ضعیف بین صفات تیره شخصیت و خیانت آنلاین در این پژوهش ممکن است به این دلیل باشد که خیانت آنلاین بیشتر از خیانت حضوری تحت تأثیر عوامل تکنولوژیک و محیطی است. برور و همکاران در مطالعه خود به این نکته اشاره کردند که صفات تیره شخصیت (به‌ویژه ماکیاولیسم و روان‌پریشی) به‌طور مستقیم با خیانت حضوری در ارتباط هستند اما درزمینه خیانت آنلاین نقش کمتری دارند، زیرا خیانت آنلاین بیشتر ناشی از فرصت‌های موجود در فضای مجازی است تا ویژگی‌های شخصیتی [22]. همچنین در تبیین این یافته می‌توان گفت که عوامل میانجی مثل رضایت بالا از رابطه، تعهد و همدلی می‌تواند این رابطه را تضعیف یا بی‌اثر کند.
در این مطالعه تنهایی اجتماعی-عاطفی به‌عنوان یک میانجی قوی در رابطه بین کیفیت روابط زوجین و خیانت آنلاین عمل می‌کند. طبق نتایج پژوهش، افرادی که در روابط خود احساس نزدیکی و صمیمیت عاطفی نمی‌کنند، بیشتر در معرض خیانت آنلاین قرار دارند. این موضوع توسط روکاچ و همکاران نیز تأیید شده است که نشان می‌دهند تنهایی اجتماعی-عاطفی می‌تواند نتیجه وقایع بین‌فردی منفی مانند خیانت باشد که باعث کاهش صمیمیت و ارتباط عاطفی بین زوجین می‌شود. در این پژوهش نیز همان‌طور که مشاهده شد، کیفیت روابط زوجین بر تنهایی اجتماعی-عاطفی تأثیر منفی و مستقیمی دارد که این رابطه به‌نوبه‌خود باعث خیانت آنلاین می‌شود [54]. همچنین در مطالعه‌ای که غضنفری و همکاران در سال 2021 بر روی 208 داوطلب انجام دادند، نشان داد تنهایی اجتماعی-عاطفی ارتباط قوی و منفی با رضایتمندی از روابط زوجین داشت؛ غضنفری و همکاران نتیجه گرفتند که احساس تنهایی باعث ایجاد حس غم و اندوه و عدم تعلق می‌شود و از جهات مختلف بر جامعه‌پذیری، سبک زندگی و همچنین سلامت جسمی و روانی فرد تأثیر می‌گذارد [55].
کیفیت روابط زوجین تأثیر بسزایی در پیشگیری از خیانت دارد. به‌عنوان‌مثال سایمیری و همکاران نشان می‌دهند کیفیت بالای روابط زناشویی با کاهش خیانت و افزایش رضایت زناشویی همراه است. آن‌ها تأکید می‌کنند ارتباطات مثبت و عاطفی بین زوجین می‌تواند به‌طور مستقیم از خیانت جلوگیری کند. بنابراین، نتایج این پژوهش که نشان‌دهنده نقش کیفیت روابط در کاهش خیانت آنلاین از طریق تنهایی اجتماعی-عاطفی است، با نتایج تحقیقات پیشین همخوانی دارد [17]
مطالعه حاضر نشان داد علی‌رغم ارتباط بین تنهایی اجتماعی-عاطفی و کیفیت روابط زوجین، ارتباط ضعیفی بین تنهایی اجتماعی-عاطفی و خیانت آنلاین مشاهده شد. برخلاف یافته‌های مطالعه حاضر، جین و همکاران بروز خیانت آنلاین را در نمونه بزرگی (11056 نفر) از همجنس‌گرایان، دوجنس‌گرایان و دگرجنس‌گرایان در هندوستان بررسی کردند. شیوع خیانت آنلاین در این جامعه 35/2 درصد بود. مطالعه آن‌ها نشان داد سه عامل اصلی خیانت آنلاین «پریشانی روانی (افسردگی و ناامیدی)، انزوای اجتماعی (عدم حمایت عاطفی، تنهایی و کسالت) و تأثیر خارجی (میل به کاوش و فشار همسالان)» بود [56].
همچنین در مرور نظام‌مندی که کایا و همکاران انجام داده‌اند، ارتباط معنی‌داری بین تنهایی اجتماعی-عاطفی و خیانت اینترنتی گزارش شد [53]. علت تفاوت این یافته‌ها با یافته‌های مطالعه حاضر می‌تواند ناشی از تفاوت در حجم نمونه، اختلافات باورها و هنجارهای فرهنگی و همچنین بررسی خیانت آنلاین در گروه‌های همجنس‌گرا و دوجنس‌گرا در مطلعه جیم و همکاران باشد.
اشنایدر در یک نظرسنجی از 91 زن و 3 مرد که شرکای‌شان درگیر روابط آنلاین و رفتارهای جنسی اجباری بودند، دریافت که شرکت‌کنندگان کاهش اعتماد و رضایت رابطه را از طریق احساس خیانت، طرد شدن، رها شدن، تنهایی، حسادت، تحقیر و خشم گزارش کردند [57]. این یافته با یافته‌های مطالعه حاضر در تضاد بود. یک دلیل این اختلاف می‌تواند حجم نمونه کم مطالعه اشنایدر و همچنین تعداد کم مردان در مطالعه اشنایدر نسبت به مطالعه حاضر باشد. گرسون تأثیرات خیانت آنلاین را به‌عنوان «گسست اولیه در دلبستگی» در نظر گرفت. طبق گفته گرسون آسیب وارده از خیانت آنلاین وابسته به چهار عامل قرار گرفتن ناگهانی در معرض خیانت، محل خیانت (خانه خانوادگی یا اتاق خواب)، مدت، پیچیدگی و نفرات درگیر در خیانت و تکرار خیانت است [58].
گلیسون ابراز کرد هنگامی که خیانت، چه از طریق مجازی یا حضوری رخ می‌دهد، در صحت رابطه اختلال ایجاد می‌شود که ممکن است به‌شدت بر پویایی رابطه بین زوجین تأثیر منفی بگذارد [58] که این یافته برخلاف یافته مطالعه حاضر مبنی بر نقش غیرمستقیم تنهایی اجتماعی عاطفی بر ارتباط بین کیفیت روابط زوجین و خیانت آنلاین بود. در مطالعه‌ای که عیسی‌نژاد و باقری بر روی 406 فرد مزدوج انجام دادند، خیانت آنلاین و تنهایی اجتماعی-عاطفی با کیفیت روابط زوجین ارتباط معکوس داشت. همچنین مطالعه مذکور نشان داد تنهایی اجتماعی-عاطفی نقش میانجی در ارتباط خیانت آنلاین و کیفیت روابط زوجین ایفا کرد [59].
مطالعه حاضر همچنین نشان داد تنهایی اجتماعی-عاطفی در ارتباط خیانت آنلاین و صفات تیره شخصیتی و کیفیت روابط زوجین نقش میانجی ایفا نکرد. برخلاف یافته‌های مطالعه حاضر، در مطالعه عیسی‌نژاد و همکاران، تنهایی اجتماعی-عاطفی نقش میانجیگری در ارتباط بین خیانت آنلاین و روابط زوجین ایفا کرد. در مطالعه مرور نظام‌مند که در سال 2023 کایا و همکاران بر روی 8 مطالعه انجام دادند، ارتباط قوی بین تنهایی اجتماعی-عاطفی و همچنین کیفیت پایین روابط زوجین با خیانت آنلاین مشاهده شد [53]. بااین‌حال مطالعه حاضر نقش میانجیگری این عوامل را بررسی تأیید نکرد [53].
نتیجه‌گیری
مطالعه حاضر نشان داد ارتباط ضعیفی بین صفات تیره شخصیت و تنهایی اجتماعی-عاطفی با خیانت و ارتباط معنی‌داری بین تنهایی اجتماعی-عاطفی و کیفیت روابط زوجین وجود داشت. همچنین تنهایی اجتماعی-عاطفی در ارتباط خیانت آنلاین و صفات تیره شخصیتی و کیفیت روابط زوجین نقش میانجی ایفا نکرد. باتوجه‌به اینکه در این پژوهش، بیشتر شرکت‌کنندگان خانم بودند و این می‌تواند موجب ضعیف شدن ارتباط بین صفات تیره شخصیت و خیانت آنلاین باشد، مطالعات نشان می‌دهد زنان کمتر در خیانت آنلاین وارد می‌شوند و بیشتر این رفتار را به‌عنوان تهدیدی برای رابطه تلقی می‌کنند. همچنین به‌دلیل حساسیت‌های فرهنگی و اجتماعی، بیشتر از مردان رفتارهای آنلاین شریک زندگی را به‌عنوان خیانت تلقی می‌کنند و به همین دلیل نسبت به خیانت آنلاین حساس‌تر هستند
نتایج ضعیف در رابطه بین صفات تیره شخصیت و خیانت آنلاین ممکن است به‌دلیل تفاوت‌های فرهنگی باشد، زیرا نقش ویژگی‌های شخصیتی مانند خودشیفتگی و روان‌پریشی در جوامع مختلف و به‌ویژه در جوامع غیرغربی متفاوت است. در جوامع غربی، صفات تیره شخصیت بیشتر به خیانت مرتبط است، اما در جوامع محافظه‌کارتر، افراد ممکن است کمتر به خیانت‌های آشکار دست بزنند. این نکته می‌تواند توضیحی برای نتایج متفاوت در این پژوهش باشد [23، 60]. بنابراین، با تکیه بر پژوهش‌های معتبر علمی و با استناد به مقالات معتبر، می‌توان گفت نتایج این مطالعه به‌طور کلی با نظریات و یافته‌های قبلی همخوانی دارد. تنهایی اجتماعی-عاطفی به‌عنوان یک میانجی قوی در رابطه بین کیفیت روابط زوجین و خیانت آنلاین عمل کرده و ارتباط ضعیفی بین صفات تیره شخصیت و خیانت آنلاین مشاهده شده است که می‌تواند به‌دلیل تفاوت‌های فرهنگی و نقش عوامل محیطی و تکنولوژیکی باشد و این یافته‌ها به‌صورت عملی و در فضاهای درمانی، یافته ارزشمندی می‌باشد.
این پژوهش با محدودیت‌هایی نیز روبه‌رو بود؛ ازجمله اینکه نمونه‌گیری در این پژوهش تصادفی نبود. عدم کنترل متغیرهای مزاحمی نظیر جنسیت و مشکلات روانشناختی مانند اختلالات شخصیت محدودیت مطالعه حاضر بود.
از محدودیت‌های دیگر این پژوهش استفاده از پرسش‌نامه آنلاین به‌منظور جمع‌آوری اطلاعات بود، زیرا در پژوهش‌های حاوی جمع‌آوری داده‌ها با پرسش‌نامه آنلاین، نظارت بر پاسخ‌دهندگان کمتر است و جدی گرفتن پاسخگویی به سؤالات خوداظهاری پاسخ‌دهندگان درباره سؤالات پرسیده‌شده، ممکن است بازتاب واقعی ویژگی‌های موردنظر نباشد. پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های بعدی برای افزایش اعتبار بیرونی نتایج از روش‌های نمونه‌گیری تصادفی استفاده شود و مطالعات بعدی با کنترل متغیرهای مزاحمی که در سطور قبل ذکر شد انجام شود.
از نقاط قوت مطالعه حاضر می‌توان به جدید بودن این موضوع و عدم بررسی آن در فرهنگ ایرانی اشاره کرد. باتوجه‌به شیوع استفاده از اینترنت و نقش آن در نوع جدیدی از خیانت، خیانت آنلاین و در جهت تحکیم ساختار خانواده و نیز جلوگیری از درهم‌پاشی روابط زناشویی، برنامه‌ریزی‌های سازمانی ازسوی مدیران و متخصصین بهداشت روان در قالب برنامه‌های پیشگیرانه و اصلاح‌طلبانه ضروری به نظر می‌رسد.
محدودیت دیگر مطالعه حاضر این بود که شامل کاهش احتمال تعمیم‌پذیری نتایج به کل جامعه به‌علت نمونه‌گیری و جمعیت موردمطالعه، محدود بودن جامعه به افراد متأهل ساکن مشهد و تعداد کم شرکت‌کنندگان در برخی گروه‌های موردمطالعه مانند سطح تحصیلات است. بنابراین توصیه می‌شود مطالعات دیگری به‌صورت میدانی بر روی اقشار با دسترسی کمتر به اینترنت و فضای مجازی و در مناطق شهری و روستایی انجام شود.
ازسوی‌دیگر به‌دلیل تعداد ناکافی شرکت‌کنندگان در برخی طبقات متغیرهای موردبررسی، امکان تعدیل این متغیرها با توان موردقبول وجود نداشت. بنابراین توصیه می‌شود مطالعات آتی با استفاده از نمونه‌گیری خوشه‌ای براساس متغیرهای مخدوشگر، این ارتباط را با توان آماری مناسب‌تر مورد بررسی قرار دهند.
ملاحظات اخلاقی
مقاله حاضر برگرفته از طرح پژوهشی دانشگاه علوم پزشکی مشهد با کد اخلاق IR.MUMS.REC.1402.205 در کمیته اخلاق در پژوهش دانشگاه علوم پزشکی مشهد تصویب شده است.
حامی مالی
این مطالعه با حمایت معانت پژوهشی دانشگاه علوم پزشکی مشهد انجام شده است.
مشارکت نویسندگان
مفهوم‌سازی: الهام دیده‌بان؛ بررسی : الهام دیده‌بان، آرزو رنجبر مقدم و علی کناقستانی؛ پیش‌نویس اصلی: الهام دیده‌بان، آرزو رنجبر مقدم و علی کناقستانی؛ نوشتن، مرور و ویرایش، منابع و نظارت: همه نویسندگان روش و جذب سرمایه: الهام طاهری.
تعارض منافع
بنابر اظهار نویسندگان، این مقاله تعارض منافع ندارد.
تشکر و قدردانی
از مساعدت های معاونت محترم پژوهشی و شرکت‌کنندگان در پژوهش که نهایت همکاری را در مطالعه حاضر داشتند صمیمانه تشکر و قدردانی می‌شود.
References
1.Yu Y, Wu D, Wang JM, Wang YC. Dark personality, marital quality, and marital instability of Chinese couples: An actor partner interdependence mediation model. Personality and Individual Differences. 2020; 154. [DOI:10.1016/j.paid.2019.109689]
2.Andersson C. Drawing the line at infidelity: Negotiating relationship morality in a Swedish context of consensual non monogamy. Journal of Social and Personal Relationships. 2022; 39(7):1917- 33. [DOI:10.1177/02654075211070556]
3.Maggino F. Encyclopedia of quality of life and well being research. Berlin: Springer; 2024. [Link]
4.Vowels LM, Vowels MJ, Mark KP. Is infidelity predictable? Using explainable machine learning to identify the most important predictors of infidelity. Journal of Sex Research. 2022; 59(2):224 37. [DOI:10.1080/00224499.2021.1967846] [PMID]
5.González Rivera JA, Aquino Serrano F, Pérez Torres EM. Relationship satisfaction and infidelity related behaviors on social networks: A preliminary online study of Hispanic women. European Journal of Investigation in Health, Psychology and Education. 2019; 10(1):297 309. [DOI:10.3390/ejihpe10010023] [PMID]
6.Vossler A, Moller NP. Internet affairs: Partners’ perceptions and experiences of internet infidelity. Journal of Marital Therapy. 2020; 46(1):67 77. [DOI:10.1080/0092623X.2019.1654577] [PMID]
7.Ahmadi S. Relationship between mobile penetration rate and divorce rate in Iran during 1995-2019: A time series study. Journal of Family Issues. 2022; 43(11):2954-71. [DOI:10.1177/0192513X211038066]
8.Valizadeh F, Heshmat F, Keramat A. The correlation between Internet dependence and marital satisfaction among married staff of the Shahroud University of Medical Sciences: An original research. Family Pathology. 2021; 6(2):1 26.
9.Bagheri R, Ostovar S, Griffiths MD, Mohd Hashim IH. Server connection versus marital disconnection: An investigation of the effect of internet addiction on couple burnout in Iran. Technology in Society. 2023; 72:102163. [DOI:10.1016/j.techsoc.2022.102163]
10.Arikewuyo AO, Lasisi TT, Abdulbaqi SS, Omoloso AI, Arikewuyo MD. Evaluating the use of social media in escalating conflicts in romantic relationships. 2022; 22(1):e2331. [DOI:10.1002/pa.2331]
11.Khezri Z, Hassan SA, Nordin MHM. Factors affecting marital satisfaction and marital communication among married women: Literature review. Journal of Arabian Sciences. 2020; 10(16):220 36. [DOI:10.6007/IJARBSS/v10-i16/8306]
12.Van Damme M, Dykstra P. Spousal resources and relationship quality in eight European countries. Work & Family. 2018; 21(5):541-63. [DOI:10.1080/13668803.2018.1526776]
13.Aragoni HK, Stanley SM, Smith Acuña S, Rhoades GK. Religiosity and relationship quality in dating relationships. Couple and Family Psychology Research and Practice. 2023; 12(2):103. [DOI:10.1037/cfp0000177]
14.Çopur Z, Gürel B. Gender differences in determinants of family life, marital quality and marital happiness. International Journal Of Eurasia Social Sciences. 2020; 11(40):358 79. [DOI:10.35826/ijoess.2720]
15.Haseli A, Shariati M, Nazari AM, Keramat A, Emamian MH. Infidelity and its associated factors: A systematic review. Journal of Sexual Medicine. 2019; 16(8):1155 69. [DOI:10.1016/j.jsxm.2019.04.011] [PMID]
16.He Q, Wang Y, Xing Y, Yu Y. Dark personality, interpersonal rejection, and marital stability of Chinese couples: An actor-partner interdependence mediation model. Personality and Individual Differences. 2018; 134:232 8. [DOI:10.1016/j.paid.2018.06.003]
17.Sayehmiri K, Kareem KI, Abdi K, Dalvand S, Gheshlagh RG. The relationship between personality traits and marital satisfaction: A systematic review and meta analysis. BMC Psychology. 2020; 8(1):15. [DOI:10.1186/s40359-020-0383-z] [PMID]
18.Ariski S, Nurhayati SR. Personality traits as a predictor of marital quality: A systematic review. Budapest International Research and Critics in Linguistics and Education (BirLE) Journal. 2021; 4(3):1020-7. [Link]
19.Tajmirriyahi M, Najafi M, Hamidizadeh K, Doerfler S, Ickes W. The Dark Triad of personality and ideal romantic partner preferences in Iran. Personality and Individual Differences. 2021; 168:110281. [DOI:10.1016/j.paid.2020.110281]
20.Tajmirriyahi M, Doerfler SM, Najafi M, Hamidizadeh K, Ickes W. Dark Triad traits, recalled and current quality of the parent child relationship: A non western replication and extension. Personality and Individual Differences. 2021; 180:110949. [DOI:10.1016/j.paid.2021.110949]
21.Čopková R, Lörincová EJ. The dark triad, love components, and attachment styles in romantic relationship experiences during young adulthood. An International Journal on Personal Relationships. 2021; 15(2):212 32. [DOI:10.5964/ijpr.4687]
22.Brewer G, Guothova A, Tsivilis DJ. “But it wasn’t really cheating”: Dark Triad traits and perceptions of infidelity. Personality and Individual Differences. 2023; 202:111987. [DOI:10.1016/j.paid.2022.111987]
23.Gewirtz Meydan A, Estlein R, Finzi Dottan RJ. The relationship between narcissistic traits and attitudes toward infidelity: A dyadic analysis. Journal of Family Psychology. 2023; 37(6):932-41. [DOI:10.1037/fam0001126] [PMID]
24.Davis JL, Rusbult CE. Attitude alignment in close relationships. Journal of Personality and Social Psychology. 2001; 81(1):65 84. [DOI:10.1037/0022-3514.81.1.65] [PMID]
25.Ajari M, Amiri H, Hosseini SA, Afshari Nia K. Effectiveness of group cognitive behavioral couple therapy on marital relationship quality, marital intimacy, and marital depression in women who experienced infidelity. Applied Family Therapy. 2021; 2(4):52 70.
26.Lee HJ, Han SH, Boerner KJ. Psychological and physical health in widowhood: Does marital quality make a difference? Research on Aging. 2022; 44(1):54 64. [DOI:10.1177/0164027521989083] [PMID]
27.Beyramvand Y, Omidi Arjenaki Z, Salehzadeh MJ. [Predicting the tendency to marital infidelity based on the use of internet pornography with mediating role of marital quality (Persian)]. Journal of Applied Psychological Research. 2024; 14(4):185 201. [DOI:10.22059/japr.2024.336861.644159]
28.Fincham FD, May RW. Infidelity in romantic relationships. Current Opinion in Psychology. 2017; 13:70-4. [DOI:10.1016/j.copsyc.2016.03.008] [PMID]
29.Blow AJ, Hartnett K. Infidelity in committed relationships I: A methodological review. Journal of Marital and Family Therapy. 2005; 31(2):183-216. [DOI:10.1111/j.1752-0606.2005.tb01555.x] [PMID]
30.Lundberg SM, Erion G, Chen H, DeGrave A, Prutkin JM, Nair B, et al. From local explanations to global understanding with explainable AI for trees. Nature Machine Intelligence. 2020; 2(1):56 67. [DOI:10.1038/s42256-019-0138-9] [PMID]
31.Ebrahimi E, Hajebi MZ, Navabinejad S. The role of loneliness, sexual satisfaction and forgiveness in predicting depression in women affected by infidelity. Applied Family Therapy Journal. 2023; 4(1):134 56. [DOI:10.61838/kman.aftj.4.1.8]
32.Pakkhesal A, Seyfollahi S, Mirzaee K. [The relationship between loneliness, perceived support and marital satisfaction with the use of virtual networks among couples in Tehran (Persian)]. Women's Strategic Studies. 2020; 22(87):151 73. [Link]
33.Sakman E, Urganci B, Sevi B. Your cheating heart is just afraid of ending up alone: Fear of being single mediates the relationship between attachment anxiety and infidelity. Personality and Individual Differences. 2021; 168:110366. [DOI:10.1016/j.paid.2020.110366]
34.O’Neal CW, Wickrama K. The contribution of stressful marital interactions to loneliness and health across mid life and later adulthood. Journal of Family Issues. 2021; 42(3):553-70. [DOI:10.1177/0192513X20921927] [PMID]
35.Buecker S, Maes M, Denissen J, Luhmann M. Loneliness and the Big Five personality traits: A meta analysis. European Journal of Personality. 2020; 34(1):8 28. [DOI:10.1002/per.2229]
36.Damari B, Masoudi Farid H, Hajebi A, Derakhshannia F, Ehsani Chimeh E. [Divorce indices, causes, and implemented interventions in Iran (Persian)]. Iranian Journal of Psychiatry and Clinical Psychology. 2022; 28(1):76 89. [DOI:10.32598/ijpcp.28.1.3455.1]
37.Pourasmaili A, Molaei M, Alizadeh Gouradel J, Hashemi J. The relationship between dark personality traits and internet self disclosure among students. Psychological Achievement. 2016; 23(2):157-72.
38.Chonody JM, Gabb J, Killian M, Dunk West P. Measuring relationship quality in an international study: Exploratory and confirmatory factor validity. Research on Social Work Practice. 2018; 28(8):920 30. [DOI:10.1177/1049731516631120] [PMID]
39.Taqizadeh Firouzjaei I, Sadat Z, Taghadosi M, Turki Habibabadi B. [Psychometric properties of the Relationship Quality Scale (RQ) (Persian)]. Payesh (Health Monitor) Journal. 2018; 17(1):85 94. [Link]
40.Alge S. Lithuanians’ attitudes toward internet infidelity and its correlates [PhD dissertation]. Denton, TX: Texas Woman’s University; 2009. [Link]
41.Abdi M, Khoshkonesh A, Pourabrahim T, Mohammadi R. [A survey of attachment style and marital satisfaction of those who are involved in internet infidelity (Persian)]. Journal of Psychological Studies. 2012; 8(3):135 -58. [DOI:10.22051/psy.2012.1726]
42.DiTommaso E, Brannen C, Best LA. Measurement and validity characteristics of the short version of the Social and Emotional Loneliness Scale for Adults. Educational and Psychological Measurement. 2004; 64(1):99 119. [DOI:10.1177/0013164403258450]
43.Jowkar B. Psychometric properties of the short form of the Social and Emotional Loneliness Scale for Adults (SELSA S). International Journal of Behavioral Sciences. 2012; 5(4):311. [Link]
44.Fornell C, Larcker DF. Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. Journal of Marketing Research. 1981; 18(1):39 -50. [DOI:10.1177/002224378101800104]
45.Wetzels M, Odekerken Schröder G, van Oppen C. Using PLS path modeling for assessing hierarchical construct models: Guidelines and empirical illustration. MIS Quarterly. 2009; 33(1):177 95. [DOI:10.2307/20650284]
46.Whitty MT, Quigley LL. Emotional and sexual infidelity offline and in cyberspace. Journal of Marital and Family Therapy. 2008; 34(4):461 8. [DOI:10.1111/j.1752-0606.2008.00088.x] [PMID]
47.Lyttle S. Challenging the love triangle in twenty first century fantastic young adult literature. The International Journal of Young Adult Literature. 2022; 3(1). [DOI:10.24877/IJYAL.80]
48.Frost DM, LeBlanc AJ. The complicated connection between closeness and the quality of romantic relationships. Journal of Social and Personal Relationships. 2022; 39(5):1237-55. [DOI:10.1177/02654075211050070]
49.Ferron A, Lussier Y, Sabourin S, Brassard A. The role of internet pornography use and cyber infidelity in the associations between personality, attachment, and couple and sexual satisfaction. Social Networking. 2016; 6(1):1 -18. [DOI:10.4236/sn.2017.61001]
50.Szymanski DM, Stewart Richardson DN. Psychological, relational, and sexual correlates of pornography use on young adult heterosexual men in romantic relationships. The Journal of Men’s Studies. 2014; 22(1):64-82. [DOI:10.3149/jms.2201.64]
51.Miller DJ, Drouin M. Narcissism and online infidelity: The role of self esteem and relationship satisfaction. Journal of Social and Personal Relationships. 2020; 37(2):456- 74.
52.Sevi B, Urganci B, Sakman E. Who cheats? An examination of light and dark personality traits as predictors of infidelity. Personality and Individual Differences. 2020; 164:110126. [DOI:10.1016/j.paid.2020.110126]
53.Kaya MM, Şakiroğlu M. Factors affecting online infidelity: A review. Psikiyatride Güncel Yaklaşımlar. 2023; 15(1):29 37. [DOI:10.18863/pgy.1070731]
54.Rokach A, Philibert Lignières G. Intimacy, loneliness & infidelity. The Open Psychology Journal. 2015; 8(1). [DOI:10.2174/1874350101508010071]
55.Ghazanfari Shabankare M, Heidari A, Makvandi B, Marashian FS. Relationship of forgiveness and feeling of loneliness with attitudes toward marital infidelity regarding the moderating role of marital satisfaction in married students. Avicenna Journal of Neuropsychophysiology. 2021; 8(2):77-83. [DOI:10.32592/ajnpp.2021.8.2.103]
56.Jain G, Sahni SP, Sehgal N. Sexual identity expression on the internet: An empirical study of homosexuals, heterosexuals, and bisexuals in India. In: Sahni SP, Jain G, editors. Internet Infidelity: An Interdisciplinary Insight in a Global Context. Singapore: Springer Singapore; 2018. [DOI:10.1007/978-981-10-5412-9_7]
57.Schneider J. The impact of compulsive cybersex behaviours on the family. Sexual and Relationship Therapy. 2003; 18(3):329 54. [DOI:10.1080/146819903100153946]
58.Gerson MJ. Cyberspace betrayal: Attachment in an era of virtual connection. Journal of Family Psychotherapy. 2011; 22(2):148 56. [DOI:10.1080/08975353.2011.578039]
59.Isanejad O, Bagheri A. Marital quality, loneliness, and internet infidelity. Cyberpsychology, Behavior, and Social Networking. 2018; 21(9):542 -8. [DOI:10.1089/cyber.2017.0602] [PMID]
60.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 Nature; 2021. [DOI:10.1007/978-3-030-80519-7]
2.Andersson C. Drawing the line at infidelity: Negotiating relationship morality in a Swedish context of consensual non monogamy. Journal of Social and Personal Relationships. 2022; 39(7):1917- 33. [DOI:10.1177/02654075211070556]
3.Maggino F. Encyclopedia of quality of life and well being research. Berlin: Springer; 2024. [Link]
4.Vowels LM, Vowels MJ, Mark KP. Is infidelity predictable? Using explainable machine learning to identify the most important predictors of infidelity. Journal of Sex Research. 2022; 59(2):224 37. [DOI:10.1080/00224499.2021.1967846] [PMID]
5.González Rivera JA, Aquino Serrano F, Pérez Torres EM. Relationship satisfaction and infidelity related behaviors on social networks: A preliminary online study of Hispanic women. European Journal of Investigation in Health, Psychology and Education. 2019; 10(1):297 309. [DOI:10.3390/ejihpe10010023] [PMID]
6.Vossler A, Moller NP. Internet affairs: Partners’ perceptions and experiences of internet infidelity. Journal of Marital Therapy. 2020; 46(1):67 77. [DOI:10.1080/0092623X.2019.1654577] [PMID]
7.Ahmadi S. Relationship between mobile penetration rate and divorce rate in Iran during 1995-2019: A time series study. Journal of Family Issues. 2022; 43(11):2954-71. [DOI:10.1177/0192513X211038066]
8.Valizadeh F, Heshmat F, Keramat A. The correlation between Internet dependence and marital satisfaction among married staff of the Shahroud University of Medical Sciences: An original research. Family Pathology. 2021; 6(2):1 26.
9.Bagheri R, Ostovar S, Griffiths MD, Mohd Hashim IH. Server connection versus marital disconnection: An investigation of the effect of internet addiction on couple burnout in Iran. Technology in Society. 2023; 72:102163. [DOI:10.1016/j.techsoc.2022.102163]
10.Arikewuyo AO, Lasisi TT, Abdulbaqi SS, Omoloso AI, Arikewuyo MD. Evaluating the use of social media in escalating conflicts in romantic relationships. 2022; 22(1):e2331. [DOI:10.1002/pa.2331]
11.Khezri Z, Hassan SA, Nordin MHM. Factors affecting marital satisfaction and marital communication among married women: Literature review. Journal of Arabian Sciences. 2020; 10(16):220 36. [DOI:10.6007/IJARBSS/v10-i16/8306]
12.Van Damme M, Dykstra P. Spousal resources and relationship quality in eight European countries. Work & Family. 2018; 21(5):541-63. [DOI:10.1080/13668803.2018.1526776]
13.Aragoni HK, Stanley SM, Smith Acuña S, Rhoades GK. Religiosity and relationship quality in dating relationships. Couple and Family Psychology Research and Practice. 2023; 12(2):103. [DOI:10.1037/cfp0000177]
14.Çopur Z, Gürel B. Gender differences in determinants of family life, marital quality and marital happiness. International Journal Of Eurasia Social Sciences. 2020; 11(40):358 79. [DOI:10.35826/ijoess.2720]
15.Haseli A, Shariati M, Nazari AM, Keramat A, Emamian MH. Infidelity and its associated factors: A systematic review. Journal of Sexual Medicine. 2019; 16(8):1155 69. [DOI:10.1016/j.jsxm.2019.04.011] [PMID]
16.He Q, Wang Y, Xing Y, Yu Y. Dark personality, interpersonal rejection, and marital stability of Chinese couples: An actor-partner interdependence mediation model. Personality and Individual Differences. 2018; 134:232 8. [DOI:10.1016/j.paid.2018.06.003]
17.Sayehmiri K, Kareem KI, Abdi K, Dalvand S, Gheshlagh RG. The relationship between personality traits and marital satisfaction: A systematic review and meta analysis. BMC Psychology. 2020; 8(1):15. [DOI:10.1186/s40359-020-0383-z] [PMID]
18.Ariski S, Nurhayati SR. Personality traits as a predictor of marital quality: A systematic review. Budapest International Research and Critics in Linguistics and Education (BirLE) Journal. 2021; 4(3):1020-7. [Link]
19.Tajmirriyahi M, Najafi M, Hamidizadeh K, Doerfler S, Ickes W. The Dark Triad of personality and ideal romantic partner preferences in Iran. Personality and Individual Differences. 2021; 168:110281. [DOI:10.1016/j.paid.2020.110281]
20.Tajmirriyahi M, Doerfler SM, Najafi M, Hamidizadeh K, Ickes W. Dark Triad traits, recalled and current quality of the parent child relationship: A non western replication and extension. Personality and Individual Differences. 2021; 180:110949. [DOI:10.1016/j.paid.2021.110949]
21.Čopková R, Lörincová EJ. The dark triad, love components, and attachment styles in romantic relationship experiences during young adulthood. An International Journal on Personal Relationships. 2021; 15(2):212 32. [DOI:10.5964/ijpr.4687]
22.Brewer G, Guothova A, Tsivilis DJ. “But it wasn’t really cheating”: Dark Triad traits and perceptions of infidelity. Personality and Individual Differences. 2023; 202:111987. [DOI:10.1016/j.paid.2022.111987]
23.Gewirtz Meydan A, Estlein R, Finzi Dottan RJ. The relationship between narcissistic traits and attitudes toward infidelity: A dyadic analysis. Journal of Family Psychology. 2023; 37(6):932-41. [DOI:10.1037/fam0001126] [PMID]
24.Davis JL, Rusbult CE. Attitude alignment in close relationships. Journal of Personality and Social Psychology. 2001; 81(1):65 84. [DOI:10.1037/0022-3514.81.1.65] [PMID]
25.Ajari M, Amiri H, Hosseini SA, Afshari Nia K. Effectiveness of group cognitive behavioral couple therapy on marital relationship quality, marital intimacy, and marital depression in women who experienced infidelity. Applied Family Therapy. 2021; 2(4):52 70.
26.Lee HJ, Han SH, Boerner KJ. Psychological and physical health in widowhood: Does marital quality make a difference? Research on Aging. 2022; 44(1):54 64. [DOI:10.1177/0164027521989083] [PMID]
27.Beyramvand Y, Omidi Arjenaki Z, Salehzadeh MJ. [Predicting the tendency to marital infidelity based on the use of internet pornography with mediating role of marital quality (Persian)]. Journal of Applied Psychological Research. 2024; 14(4):185 201. [DOI:10.22059/japr.2024.336861.644159]
28.Fincham FD, May RW. Infidelity in romantic relationships. Current Opinion in Psychology. 2017; 13:70-4. [DOI:10.1016/j.copsyc.2016.03.008] [PMID]
29.Blow AJ, Hartnett K. Infidelity in committed relationships I: A methodological review. Journal of Marital and Family Therapy. 2005; 31(2):183-216. [DOI:10.1111/j.1752-0606.2005.tb01555.x] [PMID]
30.Lundberg SM, Erion G, Chen H, DeGrave A, Prutkin JM, Nair B, et al. From local explanations to global understanding with explainable AI for trees. Nature Machine Intelligence. 2020; 2(1):56 67. [DOI:10.1038/s42256-019-0138-9] [PMID]
31.Ebrahimi E, Hajebi MZ, Navabinejad S. The role of loneliness, sexual satisfaction and forgiveness in predicting depression in women affected by infidelity. Applied Family Therapy Journal. 2023; 4(1):134 56. [DOI:10.61838/kman.aftj.4.1.8]
32.Pakkhesal A, Seyfollahi S, Mirzaee K. [The relationship between loneliness, perceived support and marital satisfaction with the use of virtual networks among couples in Tehran (Persian)]. Women's Strategic Studies. 2020; 22(87):151 73. [Link]
33.Sakman E, Urganci B, Sevi B. Your cheating heart is just afraid of ending up alone: Fear of being single mediates the relationship between attachment anxiety and infidelity. Personality and Individual Differences. 2021; 168:110366. [DOI:10.1016/j.paid.2020.110366]
34.O’Neal CW, Wickrama K. The contribution of stressful marital interactions to loneliness and health across mid life and later adulthood. Journal of Family Issues. 2021; 42(3):553-70. [DOI:10.1177/0192513X20921927] [PMID]
35.Buecker S, Maes M, Denissen J, Luhmann M. Loneliness and the Big Five personality traits: A meta analysis. European Journal of Personality. 2020; 34(1):8 28. [DOI:10.1002/per.2229]
36.Damari B, Masoudi Farid H, Hajebi A, Derakhshannia F, Ehsani Chimeh E. [Divorce indices, causes, and implemented interventions in Iran (Persian)]. Iranian Journal of Psychiatry and Clinical Psychology. 2022; 28(1):76 89. [DOI:10.32598/ijpcp.28.1.3455.1]
37.Pourasmaili A, Molaei M, Alizadeh Gouradel J, Hashemi J. The relationship between dark personality traits and internet self disclosure among students. Psychological Achievement. 2016; 23(2):157-72.
38.Chonody JM, Gabb J, Killian M, Dunk West P. Measuring relationship quality in an international study: Exploratory and confirmatory factor validity. Research on Social Work Practice. 2018; 28(8):920 30. [DOI:10.1177/1049731516631120] [PMID]
39.Taqizadeh Firouzjaei I, Sadat Z, Taghadosi M, Turki Habibabadi B. [Psychometric properties of the Relationship Quality Scale (RQ) (Persian)]. Payesh (Health Monitor) Journal. 2018; 17(1):85 94. [Link]
40.Alge S. Lithuanians’ attitudes toward internet infidelity and its correlates [PhD dissertation]. Denton, TX: Texas Woman’s University; 2009. [Link]
41.Abdi M, Khoshkonesh A, Pourabrahim T, Mohammadi R. [A survey of attachment style and marital satisfaction of those who are involved in internet infidelity (Persian)]. Journal of Psychological Studies. 2012; 8(3):135 -58. [DOI:10.22051/psy.2012.1726]
42.DiTommaso E, Brannen C, Best LA. Measurement and validity characteristics of the short version of the Social and Emotional Loneliness Scale for Adults. Educational and Psychological Measurement. 2004; 64(1):99 119. [DOI:10.1177/0013164403258450]
43.Jowkar B. Psychometric properties of the short form of the Social and Emotional Loneliness Scale for Adults (SELSA S). International Journal of Behavioral Sciences. 2012; 5(4):311. [Link]
44.Fornell C, Larcker DF. Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. Journal of Marketing Research. 1981; 18(1):39 -50. [DOI:10.1177/002224378101800104]
45.Wetzels M, Odekerken Schröder G, van Oppen C. Using PLS path modeling for assessing hierarchical construct models: Guidelines and empirical illustration. MIS Quarterly. 2009; 33(1):177 95. [DOI:10.2307/20650284]
46.Whitty MT, Quigley LL. Emotional and sexual infidelity offline and in cyberspace. Journal of Marital and Family Therapy. 2008; 34(4):461 8. [DOI:10.1111/j.1752-0606.2008.00088.x] [PMID]
47.Lyttle S. Challenging the love triangle in twenty first century fantastic young adult literature. The International Journal of Young Adult Literature. 2022; 3(1). [DOI:10.24877/IJYAL.80]
48.Frost DM, LeBlanc AJ. The complicated connection between closeness and the quality of romantic relationships. Journal of Social and Personal Relationships. 2022; 39(5):1237-55. [DOI:10.1177/02654075211050070]
49.Ferron A, Lussier Y, Sabourin S, Brassard A. The role of internet pornography use and cyber infidelity in the associations between personality, attachment, and couple and sexual satisfaction. Social Networking. 2016; 6(1):1 -18. [DOI:10.4236/sn.2017.61001]
50.Szymanski DM, Stewart Richardson DN. Psychological, relational, and sexual correlates of pornography use on young adult heterosexual men in romantic relationships. The Journal of Men’s Studies. 2014; 22(1):64-82. [DOI:10.3149/jms.2201.64]
51.Miller DJ, Drouin M. Narcissism and online infidelity: The role of self esteem and relationship satisfaction. Journal of Social and Personal Relationships. 2020; 37(2):456- 74.
52.Sevi B, Urganci B, Sakman E. Who cheats? An examination of light and dark personality traits as predictors of infidelity. Personality and Individual Differences. 2020; 164:110126. [DOI:10.1016/j.paid.2020.110126]
53.Kaya MM, Şakiroğlu M. Factors affecting online infidelity: A review. Psikiyatride Güncel Yaklaşımlar. 2023; 15(1):29 37. [DOI:10.18863/pgy.1070731]
54.Rokach A, Philibert Lignières G. Intimacy, loneliness & infidelity. The Open Psychology Journal. 2015; 8(1). [DOI:10.2174/1874350101508010071]
55.Ghazanfari Shabankare M, Heidari A, Makvandi B, Marashian FS. Relationship of forgiveness and feeling of loneliness with attitudes toward marital infidelity regarding the moderating role of marital satisfaction in married students. Avicenna Journal of Neuropsychophysiology. 2021; 8(2):77-83. [DOI:10.32592/ajnpp.2021.8.2.103]
56.Jain G, Sahni SP, Sehgal N. Sexual identity expression on the internet: An empirical study of homosexuals, heterosexuals, and bisexuals in India. In: Sahni SP, Jain G, editors. Internet Infidelity: An Interdisciplinary Insight in a Global Context. Singapore: Springer Singapore; 2018. [DOI:10.1007/978-981-10-5412-9_7]
57.Schneider J. The impact of compulsive cybersex behaviours on the family. Sexual and Relationship Therapy. 2003; 18(3):329 54. [DOI:10.1080/146819903100153946]
58.Gerson MJ. Cyberspace betrayal: Attachment in an era of virtual connection. Journal of Family Psychotherapy. 2011; 22(2):148 56. [DOI:10.1080/08975353.2011.578039]
59.Isanejad O, Bagheri A. Marital quality, loneliness, and internet infidelity. Cyberpsychology, Behavior, and Social Networking. 2018; 21(9):542 -8. [DOI:10.1089/cyber.2017.0602] [PMID]
60.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 Nature; 2021. [DOI:10.1007/978-3-030-80519-7]
نوع مطالعه: پژوهشي اصيل |
موضوع مقاله:
روانپزشکی و روانشناسی
دریافت: 1403/3/20 | پذیرش: 1403/9/14 | انتشار: 1403/5/10
دریافت: 1403/3/20 | پذیرش: 1403/9/14 | انتشار: 1403/5/10
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
تماس با ما
مجله روانپزشکی و روانشناسی بالینی ایران
تهران، دانشگاه علوم پزشکی و خدمات درمانی ایران
تلفن دانشگاه : 02166506899
تلفن ناشر : 02145355000 - 02145355555
وبسایت: http://ijpcp.iums.ac.ir
ایمیل: ijpcp@iums.ac.ir
