The Mediating Role of Family Flexibility in The Relationship between Religiosity and Identity Crisis in Adolescent Girls

Document Type : Original Article

Authors

1 MA in School Counseling, Allameh Tabataba'i University, Tehran, Iran.

2 MA in School Counselor, Shahid Rajaee Teacher Training University, Tehran, Iran.

3 MA in General Psychology, Mahallat Branch, Islamic Azad University, Mahallat, Iran.

Abstract

This study was conducted with the aim of investigating the mediating role of family flexibility in the relationship between religiosity and the identity crisis of adolescent girls with the structural equation modeling approach. The statistical population of this study was all girl students of the first highschool level of Qom city in the academic year of 2021-2022. 371 girl students were selected by available sampling method and answered online questionnaires. To collect information, Gluck and Stark's Religiosity Questionnaire (1965), Elson Family Flexibility Questionnaire (1999) and Ahmadi Personal Identity Questionnaire (2007) were used. Data analysis were performed with SPSS. v21 and AMOS.v23 software, and Pearson's correlation coefficient tests, multiple regression analysis and path analysis. The results showed that the direct paths of the effect of religiosity on identity crisis (β=-0.216, P=0.008) and the family flexibility on identity crisis (β=0.201, P=0.012) are significant. In addition, the mediating role of family flexibility in the relationship between religiosity and identity crisis was significant, and with the inclusion of family flexibility in the model, the protective role of religiosity increased (from 0.197 to 0.226) against identity crisis. According to the results of the present study, it is suggested that families provide appropriate answers to the religious motivations of adolescents and resolve crises and conflicts of adolescents in a flexible environment.

Keywords

Main Subjects


نقش میانجی انعطاف‌‌پذیری خانواده در ارتباط بین دینداری با بحران هویت دختران نوجوان

مهری الیاسی [1] | مونا برادران خانیانی [2] | نسرین واسعی [3] | آنیتا فراستی[4]

چکیده

این مطالعه با هدف بررسی نقش میانجی انعطاف‌پذیری خانواده در ارتباط بین دینداری با بحران هویت دختران نوجوان  روش پژوهش حاضر توصیفی از نوع همبستگی و مبتنی بر مدل معادلات ساختاری است. نمونه پژوهش شامل 371 نفر بود که با روش نمونه‌گیری در دسترس از بین دانش آموزان دختر مقطع متوسطه اول شهر قم در سال تحصیلی 1400-1401 انتخاب شدند.برای گردآوری اطلاعات از پرسشنامه دینداری گلاک و استارک (1965)، پرسشنامه انعطاف پذیری خانواده السون (۱۹۹۹) و پرسشنامه هویت شخصی احمدی (1387) بود. تحلیل داده‌‌ها با نرم‌‌افزارهای SPSS. v21 و AMOS.v23 و آزمون‌‌های ضریب همبستگی پیرسون، تحلیل رگرسیون چندگانه و تحلیل مسیر انجام شد. نتایج نشان داد مسیرهای مستقیم اثر دینداری بر بحران هویت و اثر انعطاف‌‌پذیری خانواده بر بحران هویت معنی‌دارند. علاوه بر این، انعطاف‌‌پذیری خانواده در رابطه بین دینداری با بحران به طور کامل نقش میانجی داشت. با وارد شدن انعطاف‌‌پذیری خانواده به مدل، نقش محافظت‌کننده دینداری (از 197/0 به 226/0) در برابر بحران هویت افزایش یافت. با توجه به یافته‌‌ها می‌‌توان نتیجه گرفت انعطاف‌‌پذیری خانواده‌‌ها می‌‌‌‌تواند همراه با دینداری در کاهش بحران‌‌های هویتی مؤثر باشد.

کلیدواژه‌‌ها: انعطاف‌‌پذیری خانواده، دینداری، بحران هویت، دختران نوجوان.

 

.[1] کارشناسی ارشد مشاوره مدرسه، دانشگاه علامه طباطبایی، تهران، ایران.

.[2]کارشناسی ارشد مشاوره مدرسه، دانشگاه علامه طباطبایی، تهران، ایران.

[3]. نویسنده مسئول: کارشناسی ارشد مشاوره مدرسه، دانشگاه تربیت دبیر شهید رجایی، تهران، ایران.

                                                                                                                               vaseai1388@gmail.com

[4]. کارشناسی ارشد روان‌‌شناسی عمومی، واحد محلات، دانشگاه آزاد اسلامی، محلات، ایران

مقدمه

روش پژوهش

روش پژوهش حاضر توصیفی از نوع همبستگی و مبتنی بر مدل معادلات ساختاری است. جامعه آماری این مطالعه دانش‌آموزان دختر مقطع متوسطه اول شهر قم در سال تحصیلی 1400-1401 بودند که تعداد آن‌‌ها بر اساس گزارش واحد آموزش متوسطه اول، 19,874 نفر گزارش شد. حجم نمونه بر اساس فرمول کوکران و در سطح خطای 05/0 و آماره Z برابر 96/1، تعداد 377 نفر برآورد شد. با توجه به نیمه حضوری بودن مدارس و همچنین، حساسیت‌‌های موجود پیرامون انتقال بیماری ویروسی کرونا، از روش نمونه‌‌گیری در دسترس استفاده شد و پرسشنامه‌‌ها به صورت بر خط از طریق شبکه اجتماعی شاد توزیع شد. به منظور سهولت در دستیابی به نمونه مورد نظر، از معلمان همکار شاغل در دوره متوسطه اول درخواست شد لینک پرسشنامه را در گروه‌‌های کلاسی توزیع نمایند. رضایت آگاهانه (شفاهی)، دامنه سنی 13 تا 15 سال، زندگی با پدر و مادر و اشتغال به تحصیل در مدارس متوسطه اول شهر قم به عنوان معیار ورود در نظر گرفته شد. معیارهای ورود در متن راهنمایی که همراه با لینک پرسشنامه ارائه می‌‌شد، برای دانش‌آموزان شرح داده شد و درخواست شد به کلیه سؤالات پاسخ دهند.. برای گردآوری داده‌‌ها از پرسشنامه‌‌هایی به شرح زیر استفاده شد.

پرسشنامه دینداری گلاک و استارک (1965): پرسشنامه دینداری توسط گلاک و استارک[1] در سال ۱۹۶۵ برای سنجیدن نگرش‌ها و باورهای دینی و دینداری ساخته شده است. این پرسشنامه در اصل یک سنجه پنج بعدی بود که بعد فکری در ایران حذف شده است. در نهایت این پرسشنامه شامل ۲۶ سوال می‌باشد در چهار بعد اعتقادی (با ۷ گویه)، عاطفی (با ۶ گویه)، پیامدی (با ۶ گویه) و مناسکی (با ۷ گویه) جهت سنجش میزان دینداری به کار می رود. هر سؤال بر اساس طیف لیکرت پنج درجه‌‌ای (کاملاً موافقم، موافقم، نه موافقم و نه مخالف، مخالفم، کاملاً مخالفم) نمره‌‌گذاری می‌‌شود و ارزش هر سؤال بین صفر تا چهار متغیر است، حاصل جمع عددی ارزش هر یک از سؤالات ۲۶ گانه، نمره آزمودنی را در کل نشان می‌‌دهد که بین صفر تا ۱۰۴ نوسان دارد؛ نمره دینداری  (۲۶-۰) ضعیف، (۷۸-۲7) متوسط و (۱۰۴-۷۹) بالا در نظر گرفته می‌‌شود. روایی صوری و محتوایی این مقیاس توسط ۲۰ نفر از کارشناسان دینی و اساتید دانشگاه‌‌های ایران تأیید شد.گلاک و استاک (1965) همسانی درونی خرده‌‌مقیاس‌‌ها را به روش ضریب آلفای کرونباخ بین 78/0 تا 84/0 و ضریب آلفای کرونباخ نمره کلی را 73/0 گزارش کردند. ضریب پایایی درونی این پرسشنامه در مطالعه دلبری (1383) برای کل سؤالات 83/0، بعد اعتقادی 93/0، عاطفی 82/0، پیامدی 82/0 و مناسکی 89/0 بود. در پژوهش حاضر نیز به منظور بررسی همسانی درونی آیتم‌های پرسشنامه، ضریب آلفای کرونباخ برای نمره کلی پرسشنامه و زیرمقیاس‌‌های اعتقادی، عاطفی، پیامدی و مناسکی به ترتیب 76/0، 81/0، 79/0، 82/0 و 84/0 به دست آمد. علاوه بر این، در این پژوهش از تحلیل عاملی تأییدی به منظور تعیین اعتبار سازه استفاده شد و شاخص‌های نیکویی برازش 057/0 = RMSEA، 061/0 = P-value، 24 = df و 52/35 = X2، برازش کامل الگو با داده‌های مشاهده شده را تأیید می‌کنند.

پرسشنامه انعطاف پذیری خانواده السون (1999): این مقیاس با الهام از الگوی مدور ترکیبی السون[2] (2000) درباره خانواده به وسیله شاکری (۱۳۸۲) ساخته شده است. این مقیاس ۱۶ پرسش دارد. در مقابل هر گویه طیف لیکرتی پنج گزینه ای از کاملا مخالفم (نمره یک) تا کاملا موافقم (نمره پنج) برای پاسخگویی آزمودنی ها قرار دارد. در این پرسشنامه نمره گذاری سؤالات ۱، ۲، ۴، ۵، ۹۸، ۱۱، ۱۲، ۱۶ به صورت معکوس است. نتیجه تحلیل عاملی این مقیاس نیز، تنها یک نمره کلی به دست داده است. اولسون (2000) روایی ملاکی این پرسشنامه با مقیاس عملکرد خانواده اپشتاین (1989) 61/0 و ضریب آلفای کونباخ آن را 83/0 گزارش کرد. پایایی و روایی این مقیاس برای جمعیت ایرانی در پژوهش شاکری (1382) مورد تأیید قرار گرفت و ضریب پایایی مقیاس به کمک روش آلفای کرونباخ معادل 89/0 گزارش شد (زارع و سامانی، ۱۳۸۷). در این پژوهش، ضریب آلفای کرونباخ به منظور بررسی همسانی درونی 86/0 به دست آمد و اعتبار سازه با تحلیل عاملی تأییدی بررسی شد. شاخص‌های نیکویی برازش 058/0 = RMSEA، 110/0 = P-value، 13 = df و 44/19 = X2 تناسب کامل الگو با داده‌های مشاهده شده را نشان داد.

پرسشنامه هویت شخصی احمدی (1387):  این پرسشنامه توسط احمدی (1387) در دانشگاه اصفهان ساخته شده و مشتمل بر 10 آیتم است. در تدوین این پرسشنامه، ابتدا معیارهای تشخیص بحران هویت از کتاب‌‌های تشخیصی مشخص و سپس برای هر معیار سوال هایی با درجات کم، تا حدودی، متوسط و زیاد طرح شد. به هر سئوال نمره صفر تا 3 تعلق می‌‌گیرد. نمره صفر نشانه نبودن اشکال هویتی و نمره 3 نشان درجات شدید بحران هویت در فرد است. حداکثر نمره آزمون که نشان دهنده بالاترین بحران هویت است برابر با 30 وحداقل نمره بحران هویت 9 و پایین تر از نمره 9 نشانه نداشتن بحران هویت است. احمدی (1378) ضریب اعتبار 87/0 را برای این آزمون از طریق دو نیمه کردن (زوج و فرد) به دست آورد. علاوه بر این، ضریب آلفای کرونباخ و ضریب اعتبار اسپیرمن- براون به ترتیب 89/0 و 92/0 محاسبه شد. در این پژوهش، همسانی درونی آیتم‌‌های پرسشنامه با ضریب آلفای کرونباخ 78/0 به دست آمد و در تحلیل عاملی تأییدی، شاخص‌های نیکویی برازش برای بحران هویت 051/0 = RMSEA، 152/0 = P-value، 14 = df و 35/19 = X2 تناسب کامل الگو با داده‌های مشاهده شده را نشان می‌دهد.

به منظور رعایت ملاحظات اخلاقی هدف از اجرای مطالعه به‌گونه‌ای که در شرکت‌کنندگان سوگیری ایجاد نکند، به صورت کتبی و در ابتدای پرسشنامه، توضیح داده شد. علاوه بر این، به کلیه دانش آموزان اطلاع داده شد پاسخ‌‌های آن‌‌ها صرفاً جهت انجام پژوهش مورد استفاده قرار می‌‌گیرد و نیازی به ثبت اطلاعات هویتی همچون نام و نام خانوادگی یا کد ملی نیست. شماره تماس یکی از پژوهشگران به منظور پاسخگویی به سؤالات احتمالی در متن راهنما، در دسترس دانش آموزان قرار گرفت. همچنین، به دانش آموزان اطلاع داده شد شرکت در این مطالعه داوطلبانه بوده و عدم مشارکت در این مطالعه مشکلی در فرایند تحصیلی آن‌‌ها ایجاد نخواهد کرد. به منظور تجزیه و تحلیل اطلاعات از شاخص‌‌های آمار توصیفی و استنباطی استفاده شد. در بخش آمار توصیفی از میانگین، انحراف معیار، فراوانی و درصد فراوانی استفاده شد. در بخش آمار استنباطی از ضریب همبستگی پیرسون و تحلیل مسیر استفاده شد. داده‌های جمع‌آوری‌شده با استفاده از نرم‌افزارهای آماری SPSS. v21 و AMOS.v23 مورد تجزیه‌وتحلیل قرار گرفت.

یافته‌‌ها

در این مطالعه 377 پرسشنامه توزیع شد که بعد از تحلیل داده‌‌ها، 371 پرسشنامه تحلیل و 6 پرسشنامه به دلیل مخدوش بودن و پیروی از الگوی تکراری در پاسخ‌دهی از روند بررسی کنار گذاشته شدند. میانگین±انحراف معیار سن شرکت‌‌کنندگان 96/13±82/0 بود. اطلاعات جمعیت‌‌شناختی شرکت‌‌کنندگان در جدول (1) ارائه شده است.

جدول 1. اطلاعات جمعیت‌‌شناختی شرکت‌‌کنندگان

متغیر

فراوانی

درصد

دامنه سنی

12 سال

2

5/0

13 سال

124

4/33

14 سال

134

1/36

15 سال

108

1/29

16 سال

3

8/0

پایه هفتم

123

2/33

پایه تحصیلی

پایه هشتم

140

7/37

پایه نهم

108

1/29

دیپلم و پایین‌‌تر

171

1/46

کاردانی

51

7/13

تحصیلات پدر

کارشناسی

101

2/27

کارشناسی ارشد و بالاتر

48

9/12

دیپلم و پایین‌‌تر

193

0/52

کاردانی

38

2/10

تحصیلات مادر

کارشناسی

123

2/33

کارشناسی ارشد و بالاتر

17

6/4

 

از آنجا که مدل‌‌یابی معادلات ساختاری به توزیع متغیّرهای غیر نرمال می‌‌تواند حساس باشد، از آزمون کولموگروف- اسمیرنوف برای بررسی نرمال بودن توزیع داده‌ها استفاده شد که به همراه نتایج تحلیل‌های توصیفی متغیّرهای پژوهش، در جدول (2) آمده است.

 

 

جدول 2. شاخص‌‌های توصیفی متغیرهای پژوهش

 

 

 

آزمون نرمال‌‌بودن

آزمون کولینریتی

(هم‌خطی)

آزمون چندگانگی خطّی

متغیر

میانگین

معیار

آماره Z

معناداری

آماره F

معناداری

تحمل

تورم واریانس

بحران هویت

81/11

27/2

787/0

566/0

-

-

-

-

انعطاف‌‌پذیری خانواده

57/53

37/6

719/0

679/0

446/38

001/0

883/0

132/1

دینداری

14/63

52/11

713/0

689/0

626/24

001/0

703/0

422/1

بعد اعتقادی

30/16

41/2

856/0

456/0

145/24

001/0

728/0

737/1

بعد عاطفی

44/14

74/2

777/0

582/0

267/4

023/0

432/0

313/2

بعد پیامدی

04/14

54/3

803/0

539/0

609/3

041/0

479/0

086/2

بعد مناسکی

57/15

42/2

555/0

918/0

516/3

045/0

407/0

456/2

پیش از ارزیابی مدل ساختاری، به منظور اطمینان از صحّت متغیّرهای مشاهده‌شده و اطمینان از اینکه شاخص مناسبی برای متغیّرهای مکنون هستند یا خیر، هر یک از آن‌ها ابتدا به منزلۀ متغیّر مکنون در نظر گرفته شدند؛ به بیان دیگر، پرسشنامه‌ها با استفاده از تحلیل عاملی تأییدی به شاخص‌های مختلف تقسیم شده و سپس مدل اندازه‌گیری آن‌ها مورد بررسی و ساختار پرسشنامه‌ها مورد تأیید قرار گرفت. برای بررسی روابط خطی بین متغیرهای پژوهش از آزمون ضریب همبستگی پیرسون و آزمون تحلیل رگرسیون چندگانه استفاده شد. پیش از تحلیل استنباطی، پیش‌‌فرض‌‌های آزمون پارامتریک مورد بررسی شدند. برای سنجش نرمال بودن، آزمون کولموگروف- اسمیرنوف نشان داد هیچ‌یک از نمرات متغیرها از منحنی نرمال اختلاف زیادی ندارند (05/0P>). آزمون کولینریتی (هم‌‌خطی) نیز بیانگر خطی بودن رابطه بین متغیر ملاک بود (05/0P<). علاوه بر این، برای سنجش چندگانگی خطّی نیز دو آماره تحمل و عامل تورم واریانس نشان دادند همبستگی بین متغیرهای پیش‌بین زیاد نیست؛ زیرا چنانچه مقدار تحمل برای یک متغیر خاص 01/0 یا کمتر باشد و عامل تورم واریانس بزرگ‌‌تر از عدد 10 باشد شرط عدم هم‌‌خطی چندگانه رعایت نشده است. آزمون دوبین – واتسون 986/1 به دست آمد که بیانگر استقلال خطاهاست.

 

 

جدول 3. ماتریس همبستگی متغیرهای پژوهش

متغیر

1

2

3

4

5

6

7

1. دینداری

1

 

 

 

 

 

 

2. بعد اعتقادی

**332/0

1

 

 

 

 

 

3. بعد عاطفی

**410/0

**723/0

1

 

 

 

 

4. بعد پیامدی

**479/0

**676/0

**716/0

1

 

 

 

5. بعد مناسکی

105/0

**315/0

138/0

**339/0

1

 

 

6. انعطاف‌‌پذیری خانواده

**262/0

**199/0

**204/0

**216/0

**201/0

1

 

7. بحران هویت

**216/0-

**237/0-

**195/0-

093/0-

052/0

**286/0-

1

P*05/0 >   P**01/0 >

 

در جدول (3) نتایج ضریب همبستگی پیرسون نشان داد بین انعطاف‌‌پذیری خانواده (286/0-=r ؛ 01/0>P) با بحران هویت رابطه منفی و معناداری وجود دارد. علاوه بر این، نمره کلی دینداری (216/0-=r ؛ 01/0>P) و ابعاد اعتقادی (237/0-=r ؛ 01/0>P) و عاطفی (195/0-=r ؛ 01/0>P) رابطه منفی و معناداری با بحران هویت داشتند. برای بررسی نقش پیش بین متغیرهای پژوهش در پیش‌‌بینی بحران دختران نوجوان از آزمون تحلیل رگرسیون چندگانه استفاده شد. نتایج تحلیل رگرسیون چندگانه نشان می‌‌دهد ضریب همبستگی چندگانه برابر 382/0=R و ضریب تعیین برابر 146/0=R2  محاسبه شده و از این رو، متغیرهای پیش بین معنادار در مدل رگرسیونی می‌‌توانند 6/14 درصد از تغییرات واریانس بحران هویت را پیش‌‌بینی کنند. بر اساس نتایج به دست آمده، تأثیر متغیرهای انعطاف‌‌پذیری خانواده و دینداری معنادار شده است؛ به خاطر اینکه سطح معناداری مقدار t آن‌‌ها پایین‌‌تر از 05/0 می‌‌باشد، نشان دهنده این است که متغیرهای مذکور در پیش‌‌بینی بحران هویت تأثیر دارند. نتایج تحلیل رگرسیون چندگانه نشان داد به ازای افزایش یک انحراف استاندارد در متغیرهای انعطاف‌‌پذیری خانواده و دینداری میزان بحران هویت به ترتیب به میزان 621/0- و 244/0-  انحراف استاندارد تغییر خواهد یافت.

 

 

جدول4.  نتایج تحلیل رگرسیون برای پیش‌‌بینی بحران هویت بر اساس متغیرهای پژوهش

متغیّرهای پیش‌بین

B

β

t

Sig.

R

R2

F

Sig.

(ثابت)

046/17

-

819/9

**001/0

382/0

146/0

336/10

**001/0

دینداری

228/0-

244/0-

407/3-

**001/0

 

 

 

 

بعد اعتقادی

034/0-

036/0-

474/0-

635/0

 

 

 

 

بعد عاطفی

002/0-

003/0-

032/0-

974/0

 

 

 

 

بعد پیامدی

096/0

149/0

543/1

124/0

 

 

 

 

بعد مناسکی

036/0

185/0

834/0

405/0

 

 

 

 

انعطاف‌پذیری خانواده

221/0-

621/0-

881/3-

**001/0

 

 

 

 

P*05/0 >   P**01/0 >

برای بررسی نقش میانجی انعطاف‌‌پذیری خانواده در رابطه بین دینداری با بحران هویت از رویکرد مدل‌‌یابی معادلات ساختاری استفاده شد. کیفیت مدل معادلات ساختاری از روی برازش مناسب بین داده‌های پژوهش و مدل فرضی سنجیده می‌شود.

 

شکل 1. ضرایب مسیر استاندارد مدل ساختاری پژوهش

تناسب مدل با شاخص‌هایی همچون مجذور کای (X2)، جذر برآورد واریانس خطای تقریب (RMSEA) که نمرات زیر 08/0 نشان دهنده برازش قابل قبول است، نسبت مجذور کای به درجه آزادی (X2/df) که نمرات زیر 3 نشان دهنده برازش قابل قبول است، شاخص برازش مقایسه‌ای (CFI)، شاخص برازش فزاینده (IFI)، شاخص برازندگی (GFI)، شاخص تاکر- لویز (TLI) که نمرات بالای 90/0 نشان دهنده برازش مناسب مدل است (لوجیه[3] و همکاران، 2016). ضرایب اثر مستقیم و اثر کل در جدول 5 آمده است. بر اساس ضرایب استاندارد، مسیرهای مستقیم اثر دینداری بر بحران هویت (216/0-=β، 008/0=P) و اثر انعطاف‌‌پذیری خانواده بر بحران هویت (201/0=β، 012/0=P) معنی‌دارند. همچنین اثر کل هر یک از متغیّرهای دینداری (267/0-=β، 001/0=P) و انعطاف‌‌پذیری خانواده (267/0=β،001/0=P) بر بحران هویت معنی‌دار است.

جدول 5. اثر مستقیم و اثر کل متغیرهای پیش‌بین بر متغیر ملاک

مسیر آزمون شده

اثر مستقیم

اثر کل

دینداری بر بحران هویت

*197/0-

*219/0-

انعطاف پذیری خانواده بر بحران هویت

*253/0-

*267/0-

P 05/0 > *  P 01/0 > **

برای آزمون معنی‌‌داری مسیرهای غیرمستقیم از آزمون‌‌های سوبل[4] و بوت استراپ صدکی[5] استفاده می شود. با توجه به حجم کم نمونه پژوهش، از آزمون بوت استراپ صدکی استفاده شد زیرا این آزمون از توان بالایی برخوردار است و خطای نوع اول را کاهش می‌دهد. نتایج آزمون مسیرهای غیرمستقیم با نقش میانجی انعطاف‌‌پذیری خانواده در جدول 5 گزارش شده است.

جدول 6. برآورد مسیر غیرمستقیم مدل با استفاده از بوت استراپ صدکی

پارامترها

مسیر غیرمستقیم

β

بوت استراپ صدکی

Low

Up

P

رابطه دینداری با بحران هویت با نقش میانجی انعطاف‌‌پذیری خانواده

226/0-

175/0-

031/0-

**008/0

P 05/0 > *  P 01/0 > **

بر اساس نتایج جدول (6)، برای بررسی نقش میانجی انعطاف‌‌پذیری خانواده در رابطه بین دینداری با بحران هویت، حد پایین فاصله اطمینان 175/0- و حد بالای آن 031/0- است. در مورد مسیر غیرمستقیم، سطح اطمینان برای این فواصل اطمینان 95 و تعداد نمونه‌گیری مجدد بوت استراپ 200 است. با توجّه به اینکه صفر بیرون از این فاصله‌های اطمینان قرار می‌گیرد، این مسیرهای غیرمستقیم معنی‌دار می‌باشند. با با توجه به اینکه بین متغیر پیش‌‌بین (دینداری) و ملاک (بحران هویت) و همچنین، متغیر پیش‌‌بین (دینداری) و میانجی (انعطاف‌‌پذیری خانواده) رابطه مستقیمی وجود داشت، می‌‌توان گفت نقش میانجی انعطاف‌‌پذیری خانواده در رابطه بین بحران هویت با انعطاف‌‌پذیری خانواده، کامل است. بنابراین، مدل مذکور حاکی از معنی‌داری نقش میانجی انعطاف‌‌پذیری خانواده در رابطه بین دینداری با بحران هویت است. در واقع، با وارد شدن انعطاف‌‌پذیری خانواده به مدل، نقش محافظت کننده دینداری (از 197/0 به 226/0) در برابر بحران هویت افزایش می‌‌یابد.

بحث و نتیجه‌‌گیری

این مطالعه با هدف بررسی نقش میانجی انعطاف پذیری خانواده در ارتباط بین دینداری با بحران هویت دختران نوجوان با رویکرد مدل یابی معادلات ساختاری انجام شد. نتایج پژوهش نشان داد اثر دینداری بر بحران هویت به طور معکوس معنادار است. همسو با این یافته، عبدالحکیم و همکاران (2020)، نجفی و همکاران (1387) و بخشایش (1392) به نتایج مشابهی دست یافتند و بر نقش دینداری و باورهای مذهبی بر بحران هویت تأکید کردند. با این حال، تفاوت مطالعه حاضر با مطالعات گذشته در این است که روابط غیرمستقیم دینداری با بحران هویت را مورد بررسی قرار داده است. در تبیین این یافته می‌‌توان گفت دینداری نقش مهمی درهویت شخصی نوجوانان دارد؛ زیرا با فراهم ساختن چارچوب اصول ارزشی به فرد کمک می‌‌کند به زندگی خود معنا و مفهوم ببخشید (نجفی و همکاران، 1387). از بین نظریه‌‌های علمی، همیلتون بر این باور است که گرایش‌‌ها، اعتقادات، باورها و رفتارهای دینی به گونه منحصر به فردی از نیاز اصیل روان‌‌شناختی در انسان پاسخ می‌‌دهند و در نتیجه آن، افراد برخوردار از معیار مشخص درباره خود و دنیا، تصویر پرآشوب و پیش‌‌بینی شده‌‌ای از دنیا ندارند که به بحران هویت در آن‌‌ها منجر شود (بخشایش، 1392). در همین راستا، اریکسون (1989) نیز معتقد است اگر نوجوان نتواند ارزش‌‌های پایدار و مثبتی را در خانواده و فرهنگ خود بیابد و ایدئولوژی منسجم و قابل قبولی از جهان پیرامون ارائه دهد، دچار هویتی از هم پاشیده می‌‌شود و بحران هویت روی می‌‌دهد (عبدالحکیم و همکاران، 2020). بنابراین، دینداری می‌‌تواند اصول ارزشی مشخصی را در اختیار نوجوان قرار دهد تا زندگی خود را معنادار ادراک کند و به واسطه دینداری، نیازهای اصیل خود را ارضا کند و هویت سازش‌‌یافته‌‌ای تشکیل دهد. در نتیجه، هر چه میزان دینداری در دختران نوجوان بیشتر باشد، بحران هویتی کمتری خواهند داشت.

علاوه بر این، نتایج پژوهش حاضر نشان داد اثر مستقیم انعطاف‌‌پذیری خانواده بر بحران هویت به طور معکوس معنادار است. در پیشینه پژوهشی نتایج مطالعه کرزو و همکاران (2020)، حاصلی آزاد و عارفی (1397) و مرعشیان و صفرزاده (1396) که بر نقش خانواده در هویت‌‌یابی تأکید کردند با یافته‌‌های پژوهش حاضر همخوان است. در تبیین این یافته می‌‌توان اظهار داشت خانواده نقش مهمی در هویت‌‌یابی نوجوانان دارد. هنگامی که پیوند منسجم، محکم و عاطفی بین اعضای خانواده وجود ندارد و خانواده نمی‌‌تواند کارکردهای خود را به طور صحیح به اجرا درآورد، اعضای آن نمی‌‌تواننـد هویت ثابت و منسجمی داشته باشد (مرعشیان و صفرزاده، 1396). در خانواده انعطاف‌‌پذیر، پیوند بین اعضا سازگارانه بوده که موجب می‌‌شود کارکرد خانواده مثبت و سازنده باشد و نوجوانان کمتر در مورد نقش و جایگاه خود دچار تناقض و بحران شوند. خانواده‌‌های انعطاف‌‌پذیر با دادن آگاهی و بینش به نوجوانان می‌‌توانند آینده آنان را در اجتماع بیمه کنند. اگر کودکان در خانواده انعطاف ناپذیر رشد کنند و یا احساس نزدیکی با خانواده نداشته باشند، مشکلات بیش از حد معمول در ارتباط با هویت خواهند داشـت (حاصلی آزاد و عارفی، 1397) که به بحران هویت منجر می‌‌شود. انعطاف‌‌پذیری خانواده می‌‌تواند موجب عبور سالم‌‌تر و عاری از بحران از این مرحله رشدی باشد. اگر خانواده ای دچار اختلال و نابسامانی باشد و کار کرد و نقش اصلی خود یعنی تربیت و پرورش را از دست بدهد، فرآیند جامعه پذیری به خوبی انجام نمی شود که در این وضعیت فردی که وارد عرصه‌‌های مختلف اجتماعی شده است، دچار بحران هویت می‌‌شود و نمی‌‌تواند خود را با ارزش‌‌های پذیرفته شده جامعه همنوا و نقش خود را به خوبی ایفا کند.

مدل‌‌یابی معادلات ساختاری نشان داد انعطاف‌‌پذیری خانواده می‌‌تواند در اثرگذاری دینداری بر بحران هویت نقش میانجی داشته باشد و موجب افزایش اثرگذاری دینداری بر بحران هویت دختران نوجوان شود. در پیشینه پژوهشی، مطالعه‌‌ای که نقش میانجی انعطاف‌‌پذیری خانواده در اثرگذاری دینداری با بحران هویت را بررسی کرده باشد، یافت نشده است؛ با این حال، مطالعه نجفی و همکاران (1385) نشان داد کارایی خانواده و دینداری با بحران هویت رابطه معناداری دارند. علاوه بر این، عبدالحکیم و همکاران (2020)، نجفی و همکاران (1387) و بخشایش (1392) نیز نشان دادند دینداری بر بحران هویت تأثیر معناداری دارد. علاوه بر این، کرزو و همکاران (2020)، حاصلی آزاد و عارفی (1397) و مرعشیان و صفرزاده (1396) نشان دادند عملکرد خانواده در هویت یابی تأثیر دارد.

در تبیین این نقش میانجی ابتدا باید به اثر انعطاف‌‌پذیری خانواده بر دینداری اشاره کرد. در خانواده‌‌های انعطاف‌‌پذیر که در آن والدین علاوه بر توجه به نیازهای کودکان و برخورد محبت آمیز با آنان، انضباط و کنترل معقولی برقرار می‌‌کنند، عقاید و باورهای دینی نیز بدون چالش و آگاهانه منتقل می‌‌شود؛ چرا که اجازه تدبر در اصول و ارزش‌‌های دینی را به فرزندان خود می‌‌دهند. ارتباطات باز و دوجانبه که در آن به دیدگاه‌‌های فرزندان احترام گذاشته می شود، می‌‌تواند موجب افزایش دینداری نوجوانان شود (نجفی و همکاران، 1385). خانواده‌‌های انعطاف‌‌پذیر زمینه را برای رشد همه جانبه کودکان فراهم می‌‌کنند. انگیزه‌‌های دینی کودکان و نوجوانان متعلق به این خانواده‌‌ها که تحت تأثیر کنجکاوی‌‌های درونی و در نتیجه مواجهه مداوم با مسایل مذهبی از طریق عوامل اجتماعی (خانواده، رسانه، مدرسه، محله، همسالان و نظایر آن) ایجاد می‌‌شود، پاسخ مناسبی دریافت کرده و به شکل‌‌گیری رفتارها و باورهای دینی در نوجوانان منجر می شود (امام زمانی و فولادیان، 1391)؛ در حالی که در خانواده‌‌های انعطاف‌‌ناپذیر ممکن است انگیزه‌‌های درونی کودکان برای دنبال کردن آموزه‌‌های دینی تخریب شود و به دلیل تحمیل باورها و ارزش‌‌ها به نوجوانان، مانع از جذب فعال اندیشه‌‌ها و باورهای دینی شود.

افزون بر این، خانواده انعطاف‌‌پذیر می‌‌تواند با تأثیر بر میزان تجربه بحران هویت فرد، یکی از عوامل مؤثر در رشد بهنجار نوجوانان باشد. در توجیه نقش انعطاف‌‌پذیری خانواده در بحران هویت باید گفت که احتمالاً هر اندازه، نقش‌‌ها در خانواده مشخص‌‌تر باشد و خانواده در انجام دادن وظایف و کارکردهای مورد نظر بهتر عمل کند، هویت یابی نوجوان تسهیل می‌‌شود. رفتار والدین با نوجوانان نقش مهمی در سلامت روانی آنها ایفا می‌‌کند. نوجوانان در پی کسب استقلال و ورود به دنیای بزرگسالان نیاز به آزادی عمل و حمایت روانی و تأیید عاطفی از جانب والدین دارند که دادن آزادی بیشتر به نوجوان و ارائه رفتاری که نوجوان از آن احساس دوست داشته شدن، محبت و مورد حمایت بودن بکند می‌‌تواند موجب هویت‌‌یابی سالم شود (حاصلی آزاد و عارفی، 1397). انعطاف‌‌پذیری در خانواده نوعی صمیمیت و همدلی را در روابط بین فردی اعضا نشان می‌‌دهد که در هویت‌‌یابی سالم بسیار مؤثر است؛ زیرا نوجوانانی که روابط گرم و صمیمانه‌‌ای با والدین خود دارند، از مفهوم خود عمیق‌‌تری برخوردار هستند، بیشتر به خود اعتماد دارند، از سازگاری روانی بالاتری بهره می‌‌برند، با مشکلات درگیر می‌‌شوند و برای یافتن راه حل مناسب، تلاش می‌‌کنند (مرعشیان و صفرزاده، 1396). این ویژگی‌‌ها می‌‌تواند به مقابله با بحران هویت منجر شود.

از یافته‌‌های پژوهش حاضر نتیجه گرفته می‌‌شود دینداری یکی از عوامل محافظ در برابر بحران هویت نوجوانان است و این محافظت‌‌کنندگی اگر با انعطاف‌‌پذیری خانواده همراه باشد، بیشتر خواهد شد. از محدودیت‌‌های پژوهش حاضر، روش نمونه‌‌گیری در دسترس بود که روایی بیرونی نتایج را تحت تأثیر قرار می‌‌دهد. افزون بر این، با توجه به اینکه مطالعه حاضر به صورت مجازی اجرا شده است، امکان کنترل متغیرهای مداخله‌‌گر اثرگذار بر نتایج وجود نداشت.. با توجه به نتایج پژوهش حاضر پیشنهاد می‌‌شود خانواده‌‌ها به انگیزه‌‌های دینی کودکان و نوجوانان متعلق به این خانواده‌‌ها که تحت تأثیر کنجکاوی‌‌های درونی و در نتیجه، مواجهه مداوم با مسایل مذهبی از طریق عوامل اجتماعی (خانواده، رسانه، مدرسه، محله، همسالان و نظایر آن) ایجاد می‌‌شود، پاسخ مناسبی ارائه دهند و بحران‌‌ها و تعارض‌‌های نوجوانان در فضایی انعطاف‌‌پذیر حل و فصل کنند. برای مطالعات آتی پیشنهاد می‌‌شود طرح پژوهش حاضر در بین دانش آموزان هر دو جنس انجام شود و جنسیت به عنوان یک متغیر تعدیل کننده وارد مطالعه شود.

 

[1] . Glock & Stark

[2]. Olson, D. H

[3]. Logie

[4]. Sobel

[5]. Bootstrap

 

Smiley face

 

منابع
احمدی، علی. (1378). بررسی ارتباط هویت شخصی با پیشرفت تحصیلی دانش آموزان شهر اصفهان. پایان نامه کارشناسی ارشد روان‌‌شناسی، دانشکده روان‌‌شناسی و علوم تربیتی، اصفهان، ایران.
امام زمانی، فریبا و فولادیان، احمد. (1391). تاثیر شیوه های جامعه پذیری دینی در خانواده بر دینداری نوجوانان. فصلنامه فقه و تاریخ تمدن، 8 (31): 33-17.
بخشایش، علیرضا. (1392). رابطه بین باورهای مذهبی، بحران هویت و سبک‌‌های هویت در دانش‌‌آموزان. فصلنامه مطالعات ملی، 14 (4): 50-35.
حاصلی آزاد، طوبی و عارفی ،مختار. (1397). رابطه سلامت خانواده پدری، عملکرد خانواده با سبک های هویت در نوجوانان. مجله علوم حرکتی و رفتاری، 2 (3): 138-127.
دلبری، محمد. (1383). بررسی رابطه بین دینداری و نگرش نسبت به دموکراسی. پایان نامه کارشناسی ارشد علوم اجتماعی، دانشگاه شیراز، شیراز، ایران.
دهشیری، غلامرضا. (1384). بررسی رابطه دین داری و بحران هویت در بین دانش آموزان دبیرستانی شهرستان یزد. مجله تعلیم و تربیت، 21 (2): 98-87.
زارع، مریم و سامانی، سیامک. (1387). بررسی نقش انعطاف پذیری و انسجام خانواده در هدف گرایی فرزندان. مجله خانواده پژوهی، 4 (1): 17-36.
شاکری، شراره. (1382). بررسی تأثیر میزان انعطاف پذیری خانواده بر بهداشت روان دانش آموزان متوسطه شیراز. پایان نامه کارشناسی ارشد روان‌‌شناسی، دانشگاه شیراز، شیراز، ایران.
مرعشیان، فاطمه سادات و صفرزاده، سحر. (1396). رابطه التزام عملی به اعتقادات اسلامی و جو عاطفی خانواده با بحران هویت در دانشجویان دختر. مجله زن و فرهنگ، 9 (34): 94-81.
نجفی، محمود؛ احدی، حسن و دلاور، علی. (1385). بررسی رابطه کارایی خانواده و دینداری با بحران هویت. مجله دانشور رفتار، 13 (16): 26-17.
Abdu-Alhakam, A. M., Elshingeety, M. E., & Sherif, W. Y. (2020). Religious Dilemma and Identity Crisis in Saud Alsanousi's The Bamboo Stalk (2015). International Journal of Linguistics, Literature and Translation3(6), 172-185.
Bano, M., & Ferra, E. (2018). Family versus school effect on individual religiosity: Evidence from Pakistan. International Journal of Educational Development59, 35-42.
Birhan, W. (2019). A review on normative and other factors contributing to Africas adolescent development crisis. Philosophical Papers and Review9(1), 1-9.
Bubnova, I. S., Tatarinova, L. V., Rerke, V. I., Balabina, N. M., Zhigalova, O. V., Kurbanov, R. A., & Cherekhovskaya, L. S. (2020). Study of gender identity features in adolescent orphan girls: Russian view. Journal of Environmental Treatment Techniques8(4), 1309.
Cerezo, A., Cummings, M., Holmes, M., & Williams, C. (2020). Identity as resistance: Identity formation at the intersection of race, gender identity, and sexual orientation. Psychology of women quarterly44(1), 67-83.
Emamjome, F. (2022). The identity crisis and consumerism in the younger generation Research in high school girls Arak Urban Society. Journal of Cultural Management16(55), 39-51.
Knop, B., & Brewster, K. L. (2016). Family flexibility in response to economic conditions: Fathers' involvement in child‐care tasks. Journal of Marriage and Family78(2), 283-292.
Landi, G., Pakenham, K. I., Benassi, M., Giovagnoli, S., Tossani, E., & Grandi, S. (2021). A model of the effects of parental illness on youth adjustment and family functioning: the moderating effects of psychological flexibility on youth caregiving and stress. International journal of environmental research and public health18(9), 4902.
Maree, J. G. (2021). The psychosocial development theory of Erik Erikson: critical overview. Early Child Development and Care191(7-8), 1107-1121.
Minuchin, S., Lee, W. Y., & Simon, G. M. (2006). Mastering family therapy: Journeys of growth and transformation. John Wiley & Sons.
Mol, H. (2022). Religion and Identity A Dialectic Interpretation of Religious Phenomena. Australian Association for the Study of Religions Book Series, 16-16.
Oberauer, K., & Lewandowsky, S. (2019). Addressing the theory crisis in psychology. Psychonomic bulletin & review26(5), 1596-1618.
Olson, D. H., Waldvogel, L., & Schlieff, M. (2019). Circumplex model of marital and family systems: An update. Journal of Family Theory & Review11(2), 199-211.
Olson, D. H. (2000). Circumplex model of marital and family systems. Journal of family therapy22(2), 144-167.
Petitfils, B. M. (2021). Seduction and scissiparity: The American crisis of adolescent identity. Educational Philosophy and Theory, 1-11.
Shattuck, E. C., & Muehlenbein, M. P. (2020). Religiosity/spirituality and physiological markers of health. Journal of religion and health59(2), 1035-1054.
Volume 18, Issue 64
Autumn 2023
September 2023
Pages 179-196
  • Receive Date: 01 November 2022
  • Revise Date: 12 May 2023
  • Accept Date: 20 September 2023