Document Type : Research Paper
Authors
1 Associate professor, Department of Counseling, Faculty of Educational Sciences and Psychology, University of Mohaghegh Ardabili, Ardabil, Iran
2 Ph.D. student in Counseling, Faculty of Education and Psychology, University of Mohaghegh Ardabili, Ardabil, Iran
3 M.A. in School Counseling, Faculty of Educational Sciences and Psychology, University of Shahid Beheshti, Tehran, Iran
Abstract
Keywords
Main Subjects
مقدمه
در محیط مجازی شاهد انواع مختلفی از فعالیتها و رفتارهای انسانی هستیم (Bussu et al., 2023) و یکی از مسائلی که استفادۀ گسترده و در دسترس بودن تلفنهای همراه، رایانهها و اینترنت در پی دارد این است که افراد ابزارهای بیشتری برای تعقیب، آزار، زورگویی و کنترل طرف مقابل خود در اختیار دارند (Bailey et al., 2023). در مقایسه با افراد غریبه، همسران هدف معمولتری برای تعقیب مجازی هستند (Dhillon et al., 2016). پلتفرمهای آنلاین، مانند رسانههای اجتماعی[1] فرصتی را برای نظارت پنهانی بر فعالیتهای همسر نیز با حداقل خطر شناسایی فراهم میکنند (Muise et al., 2014). این رفتار میتواند بهعنوان یک تاکتیک برای کسب اطلاعات بهصورت مخفیانه بهویژه در مراحل شروع رابطه یا در پاسخ به تهدیدات درکشدۀ رابطه استفاده شود (Darvell et al., 2011؛ Muise et al., 2014؛Tokunaga et al., 2011)؛ بااینحال نظارت و کنترل رفتارهای شریک زندگی در فضای مجازی بهویژه در میان زوجین جوان که با ابزارهای دیجیتال بیشتر سروکار دارند تأثیرات درخور توجهی بر بهزیستی روانی افراد و پویاییهای خانواده به دنبال دارد (Afrouz et al., 2021) و باتوجهبه تأثیرپذیری این رفتار از فرهنگ، قوانین و سطوح مختلف نفوذ فناوری در کشورهای مختلف، لزوم بررسی این رفتار به کمک ابزارهای معتبر در جوامع مختلف ضروری مینماید.
تعقیب مجازی[2] استفادۀ مکرر از ارتباطات الکترونیکی برای آزار و اذیت یا ترساندن مداوم کسی است و همچنین با رفتارهای آزاردهنده و ارعابآمیز مشخص میشود و ممکن است شامل جاسوسی، نظارت یا کنترل فعالیتهای قربانی باشد (Bussu et al., 2023). باوجود اینکه تعریف گستردهای برای تعقیب مجازی وجود ندارد (Bergmann, 2023)، اما مفهومسازی تعقیب مجازی شریک صمیمی[3] (IPCS) ماهیت عاطفی-جنسی مشخصی دارد؛ زیرا احتمالاً علیه شریک زندگی انجام میشود (Rodríguez-Castro et al., 2021). همانطور که گفته شد تعقیب مجازی شریک صمیمی (همسر) شامل نظارت یا کنترل است؛ اما کنترل آنلاین رفتاری جدیتر از نظارت آنلاین است. نظارت آنلاین مبتنیبر مشاهده یا نظارت دقیق همسر برای به دست آوردن اطلاعات به دلیل بیاعتمادی و ناامنی است (Tokunaga et al., 2016)؛ برای مثال «من اطلاعات زیادی دربارۀ فعالیتها و دوستیهای همسرم از نگاهکردن به صفحات رسانههای اجتماعی او به دست میآورم»، اما کنترل این است که یک قدم جلوتر برویم؛ زیرا هدف، تسلط و مدیریت زندگی همسر است؛ برای مثال «من از همسرم خواستهام که افراد خاصی را در شبکه های مجازی حذف یا مسدود کند؛ زیرا آن شخص را دوست نداشتم یا خودم این کار را کردهام (فرد را حذف/ مسدود کردم)» (Smoker & March, 2017). مطالعات بینالمللی نشان میدهد که بین 42 تا 49.9درصد از بزرگسالان بیشتر بررسی میکنند که آیا شریک زندگی آنها در رسانههای اجتماعی یا پیامرسانها آنلاین است یا خیر(Baker & Helm, 2011) و بین 32.6 تا 45درصد از بزرگسالان کنترل میکنند که شریک زندگی آنها با چه کسی صحبت میکند و با چه کسانی دوست است (Reed et al., 2017). این رفتارهای تعقیب مجازی نشان میدهد که افراد آنها را مناسب یا پذیرفتنی میدانند. یعنی این قبیل رفتارها برای آنها عادی شده است و حتی تمایل به توجیه آنها دارند (Rodríguez-Castro et al., 2021).
در مقایسه با اشکال آشکار و سنتیتر تعقیب، تحقیقات اندکی دربارۀ تعقیب مجازی وجود دارد (Ménard & Pincus, 2012) و بهویژه تعقیب مجازی همسر عمدتاً ناشناخته مانده است (Smoker & March, 2017)؛ اما بهصورت کلی رفتارهایی مثل ارسال پیامهای مکرر، جمعآوری اطلاعات خصوصی فرد قربانی بهصورت آنلاین، جعل هویت فرد قربانی با سرقت اطلاعات و ورود به شبکههای مجازی فرد مقابل شناخته میشود (Bergmann, 2023). پژوهشها در رابطه با رایجترین شکل تعقیب مجازی همسر حاکیازآن است که این رفتار پاسخی به تهدید طردشدن از طرف شریک زندگی است. نزدیکی و آگاهی از اطلاعات شخصی بهدستآمده در رابطۀ عاطفی، به عاملان سوء استفاده از شریک زندگی مزیتی دربارۀ آزار و کنترل قربانی خود می دهد (Spitzberg & Cupach, 2007).
با اینکه تعقیب مجازی در رابطۀ زوجی یکی از رایجترین رفتارهاست و هزینههای روانی-اجتماعی مهمی برای افراد و سیستم خانواده به دنبال دارد، پژوهشهای معدودی در مقایسه با سایر رفتارهای تهاجمی آنلاین، مانند قلدری مجازی [4]یا مزاحمت اینترنتی[5] دربارۀ آن وجود دارد و باوجود اینکه اخیراً پژوهشها دربارۀ این موضوع، روند روبهرشد به خود گرفته است، هنوز در شروع کار قرار داریم (Kaur et al., 2021). اولین گام در این زمینه، طراحی و هنجاریابی مقیاسهایی برای سنجش این رفتار است. کار و همکاران (2021) طی پژوهشی به شیوۀ فراتحلیل، نیاز به طراحی و اعتباریابی ابزار برای سازۀ تعقیب مجازی همسر را ضروری دانستند؛ هرچند مطالعاتی دربارۀ این موضوع وجود دارد (Marcum et al., 2017; Zweig et al., 2013)، بااینوجود ابزارهای کمّی با ویژگیهای روانسنجی کافی برای اندازهگیری تعقیب مجازی یا سوء استفادۀ مجازی وجود دارد (Smoker & March, 2017; Soto & Ibabe, 2022). فقدان مقیاس ویژه برای بررسی رفتار همسر در کنار مشکلات دربارۀ روایی محتوایی مقیاسهای مجازی دیگر مانند مقیاس نفوذ رابطهای وسواسی که تنها با 5 گویه در پی ارزیابی رفتارهای تعقیب مجازی است، ساخت ابزاری جامع و دقیقتر را ضروری میکند.
برای پرکردن این خلأ ابزاری، مقیاس تعقیب مجازی همسر (IPCS) که رفتارهای خاص تعقیب مجازی را در رابطۀ زوجی اندازهگیری میکند، توسط اسموکر و مارک (2017) طراحی و اعتباریابی شد. بهزعم ویلسون[6] و همکاران (2021) این مقیاس به همراه مقیاس تعقیب مجازی وسواسگونه [7](COP) اسپیتزبرگ و هوبلر[8] (2002)، یکی از پرکاربردترینها در این زمینه به شمار میرود. مقیاس (IPCS) با اقتباس از گویههای مربوط به رفتارهای پیگیرانۀ همسر و غیرهمسر موجود در مطالعات قبلی مانند مککئون[9] و همکاران (2015)، توکوناگا [10](2011) و نیز تعریف حقوقی رفتارهایی طراحی و ساخته شد که در قانون اعمال مجرمانه ویکتوریا 1958[11] تعقیب مجازی محسوب میشود. این مقیاس شامل 21 گویه بود که تأیید ارتکاب رفتارهای خاص و رایج IPCS را اندازهگیری میکند. نمونههایی از گویهها عبارتاند از: «من سابقۀ تلفن/کامپیوتر همسرم را بررسی کردهام تا ببینم چه کارهایی انجام داده است» و «من از نرمافزارهای موبایلی برای ردیابی فعالیتهای همسرم استفاده کردهام یا به استفاده از آنها فکر کردهام». پاسخگویی به مقیاس نیز به شکل طیف لیکرت از 1 (کاملاً مخالفم) تا 5 (کاملاً موافقم) است. نمرات بیشتر نشان دهندۀ سطح بالاتری از سازه IPCS است.
بااینحال بهجز چند مورد، مطالعۀ ویژگیهای روانسنجی IPCS در جوامع مختلف صورت نگرفته است؛ برای مثال مطالعۀ داسیلوا[12] و همکاران (2021) با نسخۀ ترجمهشده به زبان پرتغالی در برزیل، حاکیاز ساختار تکعاملی و روایی همزمان مناسبی با ویژگیهای شخصیتی چهارگانۀ تاریک بود. تحلیل عاملی اکتشافی که در مطالعۀ دیگری روی انگلیسیزبانهای استرالیا انجام شد، ساختار سهعاملی (منفعل، تهاجمی و دوگانه[13]) را برای مقیاس تعقیب مجازی چندبُعدی [14]همسر شناسایی کرد (March et al., 2022)؛ بنابراین، باوجود نفوذ فضای مجازی در زندگی افراد در سراسر دنیا و تأثیراتی که بر روابط زوجی و بهتبع آن بر کانون خانواده دارد، اعتباریابی و تطبیق فرهنگی مقیاسی همچون IPCS برای بهرهبرداری مشاوران و روانشناسان و متخصصان ضروری به نظر میرسد؛ بنابراین، پژوهش حاضر با هدف مطالعۀ ویژگیهای روانسنجی و اعتباریابی مقیاس تعقیب مجازی همسر (Smoker & March, 2017) و انطباق فرهنگی آن با کشور ایران انجام شد.
تعقیب مجازی
توجه محبتآمیز مداوم رویکردی پذیرفتهشده و غالباً مطلوب در روابط عاشقانۀ همسران است (Miller, 2012). رفتارهای عاشقانه مانند هدیهدادن، تعقیب و برقراری ارتباط با شریک زندگی میتواند ارتباطات عاشقانه بین افراد را بهبود بخشد (Duntley & Buss, 2012)؛ بااینحال زمانی که این رفتارها بیشازحد مداوم، مزاحم یا ناخواسته میشوند، ممکن است به تعریف تعقیب نزدیک شوند (Fox et al., 2011). تعقیب شریک صمیمی زمانی اتفاق میافتد که مرتکب، علاقۀ عاشقانۀ خود را بهمنظور به دست آوردن، حفظ یا برقراری مجدد رابطهای عاشقانه هدف قرار میدهد (Duntley & Buss, 2012). با ظهور اینترنت و شبکههای اجتماعی از یک سو فضایی برای فرصتهای جدید و رشد و پیشرفت و ارتباط برقرارکردن فراهم شده است، اما از طرفی، شاهد پدیدههایی ازجمله تعقیب مجازی و آزار و اذیتهای روحی و روانی نیز هستیم؛ بهعبارتدیگر، فضای مجازی میتواند بهعنوان نیروی بالقوه خوب دیده شود و از طرفی میتواند وسیلهای برای تعقیب و گریز مجازی، رفتارهای توهینآمیز و تهدیدکننده و آزار و اذیت شریک صمیمی تلقی شود و درنتیجه تبعاتی به همراه داشته باشد (Dragiewicz et al., 2018). اگرچه تعقیب مجازی همسر هم برای مرد و هم برای زنِ قربانی جرم در نظر گرفته شده است (Piazza & Ingram, 2015)، احتمالاً واقعیت تعقیب مجازی همسر ممکن است با فرضیات متفاوت باشد. نکتۀ درخور توجه در یکی از تاکتیکهای رعبآور استفادهشدۀ تعقیبکنندهها این است که به قربانی این احساس را بدهند که حریم خصوصی، ایمنی و امنیت ندارند و همهچیز را دربارۀ وی میدانند و میبینند (Bailey et al., 2023). این در حالی است که خشونت میتواند صمیمیت زناشویی را از بین ببرد و این مفهوم زمانی عمیقتر میشود که خشونت دیجیتالی و مجازی میشود و در بُعد زمان و مکان گسترش مییابد (Hearn et al., 2023)؛ بهعبارتدیگر، ویژگی اصلی ماهیت ضداجتماعی IPC افزایش توانایی مجرم برای دستکاری، اجبار، کنترل و آزار قربانی بدون محدودیتهای نزدیکی جغرافیایی است (Sheridan & Grant, 2007; Tokunaga, 2016). هنگامی که جاسوسی میخواهد اطلاعاتی دربارۀ شخصی جمعآوری کند، سه راه ممکن برای استخراج آن وجود دارد. آنها میتوانند از راه دور مشاهده کنند، میتوانند از دستگاه شنود استفاده کنند یا میتوانند خود را بهعنوان شخص دیگری برای استخراج آن اطلاعات جا بزنند؛ به همین ترتیب، کسانی که درگیر تعقیب سایبری با شریک صمیمی هستند، ممکن است از این روشها برای کسب اطلاعات دربارۀ وی استفاده کنند (March et al., 2022).
بااینحال بسیاری از موارد ممکن است به دلیل ماهیت ناشناس و پنهان این رفتار شناسایی و گزارش نشود (Sheridan & Grant, 2007). صفات تاریک شخصیت بهویژه خودشیفتگی آسیبپذیر، روانپریشی ثانویه و سادیسم، پیشبینیکنندههای مهم IPC هستند (Duffy et al., 2023؛ March et al., 2020). ویژگیهای مرزی و حساسیت به طرد نیز در ارتکاب این رفتار نقش دارند (Duffy et al., 2023). با خودشیفتگی آسیبپذیر و سادیسم کلامی مستقیم، IPC را در زنان پیشبینی میکند، درحالیکه روانپریشی ثانویه نیز در مردان پیشبینی میشود (March et al., 2020). انگیزههای اجتماعی و زمینههای رابطه (کوتاهمدت در مقابل بلندمدت) بر رفتارهای IPC تأثیر میگذارند، بهطوریکه زنان بیشتر از تاکتیکهای تهاجمی برای حفظ و دستیابی به همسر استفاده میکنند (March et al., 2022). افزایش فناوری و اتکا به آن برای دسترسی به اطلاعات و ارتباطات شخصی، فرصتهایی را برای تعقیب سایبری شریک صمیمی (IPC) افزایش داده است (Tokunaga, 2016, 2011). بااینحال مطالعات عمدتاً پیشبینیکنندههای رفتار سنتی و آشکار تعقیب را در نظر گرفته است (Duntley & Buss, 2012) و تحقیقات اندکی ماهیت منحصربهفرد IPC و چرایی آن را بررسی کردهاند.
روش
پژوهش حاضر ازنظر هدف، بنیادی است و از جهت گردآوری داده، توصیفی_پیمایشی و ازلحاظ تحلیل دادهها از نوع همبستگی (تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی) بود. جامعۀ آماری شامل معلمان متأهل استان زنجان بود. باتوجهبه اینکه در تحلیل معادلات ساختاری معمولاً حداقل و کف تعداد نمونه را 200 نفر در نظر میگیرند (Schumacher & Lomax, 2010)، با هدف ارتقای توان آماری آزمون مدنظر و نیز بالابردن اعتبار بیرونی پژوهش تعداد 404 معلم متأهل که شامل 279 زن و 125 مرد بود، با روش نمونهگیری در دسترس بهعنوان نمونه انتخاب و به سؤالات مقیاسها بهصورت الکترونیکی پاسخ دادند که از این تعداد 202 نمونه در تحلیل عاملی اکتشافی و 202 نمونه نیز در تحلیل عاملی تأییدی مطالعه شد.
روال کار بدین صورت بود که ابتدا به ترجمۀ فارسی گویههای مربوط به متغیرهای پژوهش با روش بازگشتی اقدام شد و دو نفر از اساتید رشتۀ مشاوره و همچنین دو نفر متخصص زبانشناسی مطابقت فرهنگی گویهها و روایی صوری و محتوایی را بازبینی و تأیید کردند و پس از اخذ مجوزهای لازم از شورای تحقیقات ادارۀ کل آموزشوپرورش استان زنجان، لینک پرسشنامه برای مطالعۀ مقدماتی پایایی در اختیار 60 نفر از معلمان قرار گرفت. پس از قابلقبول بودن نتایج مطالعۀ مقدماتی، لینک در اختیار معلمان در مدارس استان قرار گرفت؛ درنهایت تعداد 404 پرسشنامه برای تجزیهوتحلیل نهایی استفاده شد. در راستای رعایت اخلاق پژوهشی به شرکتکنندگان دربارۀ اهداف پژوهش و نیز محرمانهبودن اطلاعات و پاسخها آگاهی داده شد و پرسشنامهها که بهصورت خودگزارشی و بدون درج نام و مشخصات هویتی بود در اختیار آنها قرار گرفت. همچنین تأکید شد چنانچه شرکتکنندهای مایل به اطلاع از نتایج پژوهش باشد، ازطریق ایمیلی که بهصورت اختیاری در پرسشنامه ثبت میکند، در اختیارش قرار داده شود.
برای تحلیل دادهها نیز از شاخصهای توصیفی، ضریب همبستگی پیرسون و تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی و سایر روشها با کمک نرمافزارهای SPSS27، AMOS26 استفاده شد.
ابزارها
مقیاس تعقیب مجازی همسر (IPCS)
این مقیاس خودگزارشی را اسماکر و مارک (2017) با اقتباس از گویههای مربوط به رفتارهای پیگیرانۀ همسر و غیرهمسر موجود در مطالعات قبلی مانند مککئون و همکاران (2015)، توکوناگا (2011) و نیز تعریف حقوقی رفتارهایی که در قانون اعمال مجرمانه ویکتوریا (1985) تعقیب مجازی محسوب میشوند، طراحی و ساختهاند. نسخۀ اصلی این مقیاس شامل 21 گویه بوده و از ساختارتکعاملی با روایی مطلوب برخوردار است. نمرهگذاری مقیاس به شکل طیف لیکرت از 1 (کاملاً مخالفم) تا 5 (کاملاً موافقم) بوده و فاقد نمرۀ معکوس است. نمرات بیشتر نشاندهندۀ سطح بالاتری از سازه IPCS است. پایایی این مقیاس در مطالعۀ اصلی 92/0 محاسبه شد و در مطالعۀ حاضر بهعنوان نخستین مطالعه در ایران، این مقدار 93/0 به دست آمد.
مقیاس اعتماد زناشویی (TCR[15])
رمپل[16] و همکاران (1985) پرسشنامۀ اعتماد را بهمنظور سنجش اعتماد بین زوجین طراحی و تدوین کردهاند. این پرسشنامه دارای 18 گویه و سه مؤلفۀ پیشبینیپذیری، قابلیت اعتماد، و وفاداری است و براساس طیف لیکرت 7درجهای از کاملاً مخالفم (1) تا کاملاً موافقم (7) و با گویههایی به سنجش اعتماد بین زوجین میپردازد؛ مانند (همسر من قابلاعتماد است و من اجازه میدهم که او کارهایی انجام دهد که همسر دیگران آنها را تهدیدآمیز میدانند). دامنۀ امتیاز این مقیاس بین 18 تا 126 است ونمرهگذاری گویههای ۱۸، ۱۴، ۶، ۵، ۴ بهصورت معکوس انجام میگیرد. کسب نمرۀ پایین در این مقیاس نشاندهندۀ عدم اعتماد و نمرۀ بالا اعتماد به همسر را نشان میدهد. پایایی این مقیاس در مطالعۀ اصلی 89/0 برآورد شد. در پژوهش زارعی و همکاران (1390) پایایی این مقیاس ازطریق ضریب آلفای کرونباخ با مقدار 81/0 مطلوب ارزیابی شد. در پژوهش فرزادی و همکاران (1395) روایی محتوایی و صوری و ملاکی این پرسشنامه مناسب ارزیابی گردید و ضریب آلفای کرونباخ برای این پرسشنامه 86/0 برآورد شد. در مطالعۀ حاضر نیز ضریب آلفای کرونباخ 91/0 به دست آمد.
یافتهها
اطلاعات جمعیتشناختی شرکتکنندگان در پژوهش حاضر بدین صورت بود که شامل 279 زن و 125 مرد با میانگین سنی 40/40 و انحراف معیار47/7 برای زنان و 40/39 و انحراف معیار 27/8 برای مردان بود. میانگین مدت زمان تأهل 69/14 با انحراف استاندارد 31/8 بود. ازنظر تعداد فرزندان نیز 28درصد آزمودنیها دارای یک فرزند، 41درصد دارای دو فرزند و 10درصد نیز دارای سه فرزند بودند که بیشترین سهم، مربوط به تعداد دو فرزند بود. بررسی آمار توصیفی گویههای متغیر IPC نشان داد که میزان کجی و کشیدگی بیشتر گویهها تقریباً در بازۀ 3± است که نشان داد انحراف شدیدی در توزیع متغیرها از حالت نرمال وجود ندارد. اگرچه مقادیر کشیدگی گویههای 9 و 18 در بازۀ 3± نرمال قرار نداشت، بااینحال میزان کجی و کشیدگی کلی مقیاس در بازۀ نرمال قرار داشت. همچنین مشخص شد که میانگین و انحراف استاندارد نمرات زنان در مقیاس IPC به ترتیب برابر 91/33 و 49/12 بود و این مقدار برای مردان برابر51/36 و 89/14 بود.
بهمنظور بررسی ساختار عاملی و روایی سازۀ مقیاس تعقیب مجازی همسر، از تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی استفاده شد. بدین هدف ابتدا از آزمون کایزر-میر-اولکین [17] و بارتلت [18] برای بررسی کفایت نمونه و غیرواحد بودن ماتریس همبستگی استفاده شد. نتایج نشان داد که مقدار شاخص KMO برابر با 94/0 است. هرچه اندازۀ شاخص KMO به 1 نزدیکتر باشد، کفایت نمونهگیری بهتری در انتخاب معرفها (متغیرهای آشکار) وجود داشته است و مقادیر بین 8/0 و 9/0 نیز در حد خیلیخوب ارزیابی میشوند (Kaiser, 1974). همچنین مقدار آماره آزمون بارتلت 36/4565 محاسبه شد که در سطح 001/0>p معنادار است. این نشان میدهد که همبستگی دادهها در جامعه صفر نیست و فرض همانیبودن ماتریس همبستگی بین متغیرها رد میشود؛ درنتیجه هر دو شاخص حاکیاز مناسببودن انجام تحلیل عاملی برای دادههای پژوهش است. نتایج تحلیل عاملی اکتشافی نیز نشان داد که از 21 عامل اندازهگیریشده در مقیاس، تنها ارزش ویژۀ عامل 3 بیشتر از 1 است (106/3) و این عوامل 36/60درصد کل واریانس متغیرها را تبیین میکنند. نتیجۀ چرخش واریماکس نشان داد که بارهای عاملی همه گویه بیشتر از 40/0 است. بدین صورت که بیشترین بار عاملی مربوط به گویه 4 و 13 (87/0) و کمترین بار عاملی متعلق به گویه 2 (32/0) است. گویههای 2 و 7 به دلیل بار عاملی پایین و متقاطع و نیز همبستگی پایین با نمرۀ کل، برای حذف انتخاب شدند و 19 گویه مقیاس در قالب سه عامل رصد، اقدام و کنترل نامگذاری شدند. (جدول 1)
از نمودار سنگریزه نیز برای تأیید تعداد عوامل استفاده شد که نشان میدهد سهم عامل اول در واریانس کل متغیرها چشمگیر است؛ اما شیب نمودار بعد از عامل 3 از بین میرود و درواقع فلات نمودار از عامل 3 شروع میشود. (شکل 1)
جدول 1- شاخصهای توصیفی گویهها و عوامل استخراجشده IPCS با روش PC
Table 1- Descriptive statistics of items and extracted factors of the IPCS using PC method
|
مقدار ویژه |
درصد واریانس |
بار عاملی |
گویه |
نام عامل |
|
51/9
|
45.283
|
68/0 |
9- من از تنظیمات مکان در تلفن/رایانه همسرم برای اینکه ببینم کجا بوده است، بدون اطلاع او استفاده کردهام. |
رصد |
|
72/0 |
14- من اسکرینشاتهایی (عکسهایی) از کارهای اشتباهی که همسرم مرتکب شده است ذخیره کردهام تا در آینده و درصورت نیاز از آنها بهعنوان مدرک استفاده کنم. |
|||
|
63/0 |
15- اگر همسرم به من خیانت میکرد، در استفاده از شبکههای اجتماعی برای ریختن آبروی او تردید نمیکردم. |
|||
|
75/0 |
16- بیشتر زمانی را که در سایتهای شبکههای اجتماعی میگذرانم، صرف نگاهکردن به صفحات همسرم میشود. |
|||
|
61/0 |
17- من اطلاعات زیادی دربارۀ فعالیتها و دوستیهای همسرم ازطریق دیدن صفحات شبکههای اجتماعی و تلفن او به دست میآورم. |
|||
|
85/0. |
18- من وضعیت تأهل خود را در رسانههای اجتماعی تغییر دادهام تا واکنش همسر یا همسر قبلی خودم را ببینم. |
|||
|
73/0 |
19- من سعی میکنم ازطریق رسانههای اجتماعی رفتارهای همسرم را زیر نظر بگیرم. |
|||
|
62/0 |
21- من از برنامههای موبایل برای رصد فعالیتهای همسرم استفاده کردهام یا در نظر داشتهام که استفاده کنم. |
|||
|
95/1 |
29/9
|
74/0. |
1- اگر همسرم بیرون از خانه باشد، من معمولاً حسابهای کاربری آنلاین وی را چک میکنم تا ببینم چه خبر است. |
اقدام |
|
72/0. |
3- تا حدودی، همسرم باید انتظار داشته باشد که من به حسابهای آنلاین او وارد شوم. |
|||
|
87/0 |
4- من پیامهای همسرم (ازقبیل ایمیل، فیسبوک، تلفن) را بدون اطلاع او چک کردهام. |
|||
|
66/0 |
5- من از اطلاعاتی که در تلفن/رایانه همسرم پیدا کردهام بدون آنکه بداند اسکرینشات (عکس از صفحه) گرفتهام. |
|||
|
72/0 |
6- اگر به دروغگویی همسرم مشکوک میشدم، حسابهای آنلاین او را برای بررسی صحت این شک چک میکردم. |
|||
|
74/0 |
8- من تاریخچۀ تلفن/کامپیوتر همسرم را برای این چک کردهام که بدانم چه کار کرده است. |
|||
|
72/0 |
20- من سعی کردهام بدون اطلاع همسرم به حسابهای آنلاین یا تلفن او وارد شوم. |
|||
|
22/1
|
81/5
|
74/0 |
10- من از همسرم درخواست کردهام که افراد خاصی را؛ به این دلیل که از آنها خوشم نمیآمد یا خودش از مخاطبین (تلفن یا رسانۀ اجتماعی) خود حذف یا مسدود کند یا اینکه خودم این کار (حذف یا مسدودکردن آن فرد)را انجام دادهام. |
کنترل |
|
72/0 |
11- من از تماس همسرم با افراد خاصی جلوگیری کردهام. |
|||
|
78/0. |
12- برایم اتفاق افتاده است که در رسانههای اجتماعی، ایمیل یا تلفن برای تماس با کسی که پاسخگو نبود، خودم را جای شخص دیگری جا بزنم. |
|||
|
87/0 |
13- اگر همسرم مخاطب جدیدی را در رسانۀ اجتماعی خود اضافه کند، بدون اینکه مستقیماً از خود همسرم بپرسم، سعی میکنم دربارۀ آن شخص و ارتباط آنها اطلاعات بیشتری کسب کنم. |
شکل 1- نمودار سنگریزه IPCS برای تعیین تعداد عوامل قابلاستخراج
Fig 1- Scree plot of the IPCS for determining the number of extractable factors
برای اجرای تحلیل عاملی تأییدی و آزمون اینکه مدل اندازهگیری تعقیب مجازی همسر از برازش مناسبی برخوردار است، از سه شاخص برازش مطلق[19]، تطبیقی[20] و مقتصد[21] به کمک نرمافزار ایموس استفاده شد. برازش مدل با دادهها در دو نوبت انجام شد. در مرحلۀ اول مدل 21گویهای برای اطمینان از حذف گویههای 2 و 7 برازش داده شد که بار عاملی پایین این دو گویه که کمتر از 40/0 بود، شرایط حذف این دو گویه را فراهم کرد تا شاخصهای برازش بهبود یابد. کاهش خطاهای اندازهگیری مربوط به اثر متغیرهای مزاحم بین چندین خطا با برقراری کوواریت نیز به افزایش اعتبار مدل کمک کرد (شکل 2)؛ بنابراین باتوجهبه جدول 2 و همچنین باتوجهبه مقادیر بحرانی برای شاخصهای بهدستآمده مشخص شد که مدل اصلاحشده 19گویهای برازش مناسبی با دادهها دارد.
شکل 2- مدل اندازهگیری IPCS با استفاده از تحلیل معادلات ساختاری در حالت تخمین استاندارد
Fig 2- Measurement model of the IPCS using Structural Equation Modeling (SEM) with standardized estimates
جدول 2- شاخصهای برازش مدل اندازهگیری
Table 2- Fit indices of the measurement model
|
شاخصهای برازش |
χ2 |
CMIN/DF |
GFI |
PNFI |
CFI |
SRMR |
RMSEA |
|
مقادیر بحرانی* |
- |
5-1 |
9/0< |
6/0< |
9/0< |
05/0> |
8/0> |
|
IPCS قبل از اصلاح |
273/745 |
002/5 |
799/0 |
730/0 |
867/0 |
053/0 |
100/0 |
|
IPCS بعد از اصلاح |
251/420 |
335/3 |
901/0 |
670/0 |
934/0 |
048/0 |
077/0 |
*(Hu & Bentler, 1999; Kline, 2023; Marsh et al.,2004)
برای بررسی روایی ملاکی IPCS، همبستگی مؤلفههای مقیاس با مقیاس اعتماد زناشویی محاسبه شد. نتایج حاکیازآن بود که بین متغیر تعقیب مجازی همسر و اعتماد زناشویی همبستگی منفی و معنادار وجود دارد (38/0-=r). همبستگی مؤلفههای مقیاس IPC با مؤلفههای اعتماد زناشویی نیز منفی و معنیدار است که نشان میدهد مقیاس از روایی ملاکی برخوردار است. (جدول 3)
جدول3- آمار توصیفی و ماتریس همبستگی متغیرها
Table 3- Descriptive statistics and correlation matrix of variables
|
متغیرها |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
|
اعتماد زناشویی (کل) |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
پیشبینیپذیری |
**76/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
قابلیت اعتماد |
**93/0 |
*55/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
وفاداری |
**98/0 |
**71/0 |
**90/0 |
1 |
|
|
|
|
|
رصد |
*37/0- |
*26/0.- |
51/0- |
29/0- |
1 |
|
|
|
|
اقدام |
*43/0- |
*42/0- |
*36/0- |
*36/0- |
*32/0 |
1 |
|
|
|
کنترل |
*33/0- |
*33/0 |
*33/0- |
22/0- |
*58/0 |
*57/0 |
1 |
|
|
IPCS (کل ( |
*38/0- |
26/0- |
*38/0- |
*31/0- |
**69/0 |
**88/0 |
**84/0 |
1
|
(** همبستگی در سطح 01/0 معنیدار است)، (* همبستگی در سطح05/0 معنیدار است)
دادههای جدول 4 نشان میدهد که پایایی و همسانی درونی سازه IPC در هر دو روش آلفای کرونباخ و دونیمهسازی برای کل سازه و نیز در تمامی مؤلفهها بالاتر از 0.7 و مناسب است (Nunnally & Bernstein, 1994). پایایی ترکیبی سازه در کل نمونه 0.87 و برای گروه زنان و مردان به ترتیب 0.87 و 0.88 به دست آمد. شاخص متوسط واریانس مستخرج[22] (AVE)، که از تقسیم مجموع توان دوم بارهای عاملی بر تعداد گویهها به دست آمد، برای کل نمونه 45/0 است؛ بنابراین، روایی همگرا براساس این شاخص در سطح سازه تأیید میشود. ریشۀ دوم شاخص AVE در کل نمونه نیز 68/0 محاسبه شد که از مقادیر همبستگی مقیاس IPC با سایر متغیرهای این پژوهش (جدول 3) بالاتر بوده و حاکیاز روایی تشخیصی سازه است (Voorhees et al., 2016).
جدول 4- آمارههای آلفا، دونیمهسازی، پایایی ترکیبی و شاخص AVE
Table 4- Cronbach’s alpha, split-half reliability, composite reliability, and AVE index
|
مقیاس IPC |
آلفای کرونباخ |
دونیمهسازی |
پایایی ترکیبی |
AVE |
|
رصد |
89/0 |
88/0 |
89/0 |
54/0 |
|
اقدام |
90/0 |
88/0 |
87/0 |
44/0 |
|
کنترل |
77/0 |
70/0 |
82/0 |
39/0 |
|
کل |
93/0 |
83/0 |
87/0 |
45/0 |
سنجش تغییرناپذیری ساختار عاملی ازطریق تحلیل عاملی چندگروهی انجام شد. این روش حالت بسطیافتۀ تحلیل عاملی تکگروهی است که در آن، تغییرناپذیری شاخصهای برآوردشده برای بیش از یک گروه آزمون میشود (Byrne, 2006). بررسی تغییرناپذیری اندازهگیری براساس جنسیت با سنجش شاخصهای 2Δχ، ΔCFI و ΔRMSEAصورت گرفت. عدم معناداری 2Δχ، ΔCFI < .01 وΔRMSEA < .015 بیانگر تغییرناپذیری اندازهگیری است (Chen, 2007). برای انجام این کار مدل محدودشده به تساوی بارهای عاملی با مدل بدون محدودیت مقایسه شد. سپس الگوی محدودشده به تساوی بارهای عاملی و کوواریانس با الگوی صرفاً محدودشده به تساوی بارهای عاملی مقایسه شد و درنهایت الگوی محدودشده به تساوی بارهای عاملی، کوواریانس و باقیماندۀ خطا با الگوی صرفاً محدودشده به تساوی بارهای عاملی و کوواریانس مقایسه شد. نتایج نشان داد که بین دو گروه زن و مرد ازنظر بارهای عاملی، کوواریانس و باقیماندۀ خطا تفاوت معناداری وجود ندارد.
مقایسۀ گروه مردان با زنان براساس نمرۀ کل مقیاس IPC و خردهمقیاسهای آن با استفاده از آزمون تحلیل واریانس یکراهه (ANOVA) (جدول 5) مشخص کرد که بین دو گروه در نمرۀ کل مقیاس و همچنین در خردهمقیاسهای رصد و اقدام تفاوت معناداری (05/0
P ) بود.
جدول 5- خلاصۀ نتایج آزمون تحلیل واریانس یکراهه در مقایسۀ گروه زنان و مردان
Table 5- Summary of the results of ANOVA comparing women and men groups
|
متغیر |
منبع تغییرها |
مجموع مجذورات |
درجۀ آزادی |
میانگین مجذورات |
F |
معناداری |
|
رصد |
بینگروهی |
43/177 |
1 |
43/177 |
24/7 |
07/0 |
|
درونگروهی |
96/9752 |
398 |
50/24 |
|
|
|
|
کل |
39/9930 |
399 |
|
|
|
|
|
اقدام |
بینگروهی |
81/12 |
1 |
81/12 |
34/0 |
55/0 |
|
درونگروهی |
76/14843 |
398 |
29/37 |
|
|
|
|
کل |
57/14856 |
399 |
|
|
|
|
|
کنترل |
بینگروهی |
55/117 |
1 |
55/117 |
34/11 |
01/0 |
|
درونگروهی |
42/4124 |
398 |
36/10 |
|
|
|
|
کل |
97/4241 |
399 |
|
|
|
|
|
IPC (کل) |
بینگروهی |
97/575 |
1 |
97/575 |
27/3 |
07/0 |
|
درونگروهی |
21/70089 |
398 |
10/176 |
|
|
|
|
کل |
19/70665 |
399 |
|
|
|
بحث و نتیجه
هدف پژوهش حاضر انطباقپذیری مقیاس تعقیب مجازی شریک صمیمی IPCS (Smoker & March, 2017)، بررسی ویژگیهای روانسنجی و تغییرناپذیری آن براساس جنسیت در بین افراد متأهل جامعۀ ایران بود. در مطالعۀ حاضر پس از ترجمۀ گویههای فارسی با روش برگشتی توسط متخصصان در حوزۀ زبانشناسی و مشاوره، روایی صوری و محتوایی توسط دو نفر از اساتید رشتۀ مشاوره بازبینی و تأیید شد. نتایج آزمون کایزر-میر-اولکین کفایت نمونه برای اجرای تحلیل عاملی را تأیید کرد و آزمون کرویت بارتلت غیرواحد بودن ماتریس همبستگی را نشان داد. طبق نتایج تحلیل عاملی اکتشافی و بهرهگیری از روش تحلیل مؤلفههای اصلی، گویههای مقیاس درمجموع روی سه عامل با مقادیر ویژه بالای 1، بار داشتند که درمجموع 60درصد کل واریانس متغیرها توسط این سه عامل تبیین میشد. طبق نتایج چرخش واریماکس، گویههای 2و 7 به دلیل بار عاملی متقاطع و همبستگی پایین با نمرۀ کل و نیز بارعاملی پایین در مرحلۀ تحلیل عاملی تأییدی حذف شدند. به نظرمیرسد باتوجهبه اینکه در این دو گویه هدف تعقیب فرد دیگر جز همسر معرفی شده است، پاسخدهندگان نظر متفاوتی در رابطه با آن داشتهاند و خود را برای دخالت در امور دیگران محقق نمیدانستند. 19 گویۀ باقیماندۀ مقیاس در قالب سه عامل رصد، اقدام و کنترل قرار گرفتند، درحالیکه این مقیاس در مطالعۀ نحستین خود توسط اسموکر و مارک (2017) از ساختار تکعاملی برخوردار بود. مطالعۀ داسیلوا و همکاران (2021) نیز با نسخۀ ترجمهشده به زبان پرتغالی در برزیل حاکیاز ساختار تکعاملی IPCS بود؛ بااینحال تحلیل عاملی اکتشافی که در مطالعۀ مارک و همکاران (2022) روی انگلیسیزبانهای استرالیا انجام شد، ساختار سهعاملی را نشان داد و نامگذاری عوامل در مقیاس کوتاه تعقیب مجازی چندگانه همسر توسط مارک و همکاران (2022) بهصورت منفعل، تهاجمی و دوگانه بود. دلیل نامگذاری متفاوت عوامل در مطالعه حاضر، ترکیب متفاوت گویهها در ساختار عاملی و انطباق محتوایی و فرهنگی بیشتر آن بود؛ بااینوجود این فرضیه تقویت میشود که مقیاس IPC یک آزمون بسته به فرهنگ است؛ یعنی میتواند در نمونههایی با ویژگیهای فرهنگی گوناگون ساختار عاملی متفاوتی را به دست دهد. در تبیین این ادعا میتوان گفت که جوامع ازحیث قوانین، فرهنگ و کیفیت ارتباطات با همسر و میزان دسترسی به فناوریها از همدیگر متفاوت هستند. طبیعی است که ازنظر ارتکاب رفتار تعقیب مجازی بین جوامع فردگرا با جمعگرا و نیز بین جوامعی که مردسالاری در خانوادهها حاکم است با سایر جوامع تفاوت باشد و مفهومسازی آن متمایز باشد؛ برای مثال در جامعهای ممکن است به دلیل فرهنگ قالب خود شاهد رفتارهای متعصبانۀ بیشتر زوجین به هم باشد و رفتارهای مراقبتی و نظارتی بیشتری را نشان دهند یا اینکه شاهد کیفیت متفاوت رفتارهای تعقیب مجازی همسر در بین زنها در مقایسه با مردها باشیم (Smoker & March, 2017). از دیدگاه تکاملی نیز، این نظریه مطرح است که تعقیب مجازی شریک صمیمی ممکن است یک راهبرد در انتخاب جفت باشد که توسط هر دو جنس، اما بهطور خاص در زنان برای جلوگیری از اشتباه انتخاب جفت صورت میگیرد؛ زیرا اشتباهات انتخاب جفت برای زنان پرهزینهتر خواهد بود (Trivers, 1972)؛ بنابراین، ممکن است آنها تمایل بیشتری به تعقیب مجازی شریک زندگی خود در کوتاهمدت و نیز در بلندمدت داشته باشند (March et al., 2022). به نظر میرسد تعقیب مجازی همسر میتواند فرصت نسبتاً کمخطری برای به دست آوردن اطلاعات دربارۀ همسر فراهم کند؛ اطلاعاتی که میتواند به قدری برای زنان ارزشمند باشد که آنها را به سمت دسترسی به حریم خصوصی همسرشان سوق دهد. طبق یافتههای پژوهش حاضر تفاوت بین زنان و مردان در ارتکاب رفتار تعقیب مجازی همسر معنادار نبود؛ بااینوجود در خردهمقیاس کنترل، تفاوت بین دو گروه معنادار بود. بدین صورت که میانگین این رفتار در مردان مطالعهشده در مقایسه با زنان نسبتاً بیشتر بود که میتواند به دلیل ماهیت آشکار و تهاجمی اقدامات در این خردهمقیاس باشد. همچنین، به نظر میرسد نگرانی و حساسیت محسوستر مردان در حفظ جایگاه و شأن خانواده و فرهنگ مردسالارانۀ غالب در مناطق مطالعهشده، مردان را برای ارتکاب این رفتارها مستعدتر ساخته است.
اجرای تحلیل عاملی تأییدی در مطالعۀ حاضر نیز مشخص کرد که مدل سهعاملی این مقیاس از برازش قابلقبولی برخوردار است؛ بنابراین، مقیاس IPCS و از روایی سازه برخوردار است که نشان میدهد، دادههای تجربی گردآوریشده در مطالعۀ حاضر روایی سازه مطلوبی را برای این مقیاس در جامعۀ مطالعهشده نشان میدهد. میزان آلفای کرونباخ این مقیاس 93/0 بود که حکایت از همسانی درونی بالا در این مقیاس داشت. این یافتهها گویای قابلیت سنجش باثبات IPCS در شرایط مشابه است. شاخص میانگین واریانس مستخرج (AVE)، گویای روایی همگرا در سطح سازه است و میتوان گفت که 45/0 درصد از واریانس توسط این سازه تبیین شده است. معمولاً مقادیر AVE بزرگتر از 5/0 قابلقبول هستند؛ بااینحال اگر مقادیر پایایی ترکیبی از 60/0 بالاتر باشد، مقادیر AVE زیر 50/0 نیز مناسب فرض میشود (Fornell & Larcker, 1981; Lam, 2012)؛ یعنی سازۀ تعقیب مجازی همسر در مقایسه با دیگر متغیرهای مطالعهشده در تبیین واریانس نمرههای مشاهدهشده نقش مؤثرتری داشته است. همچنین ریشۀ دوم شاخص AVE گویای روایی تشخیصی قابلقبول سازه بود؛ یعنی مقیاس تعقیب مجازی همسر خصیصۀ روانشناختی متمایزی را در مقایسه با دیگر متغیرهای مطالعهشده در پژوهش حاضر اندازهگیری میکند.
آزمون تغییرناپذیری ساختار عاملی براساس جنسیت با روش تحلیل عاملی چندگروهی نشان داد که دو گروه زن و مرد ازنظر بارهای عاملی، کوواریانس و باقیماندۀ خطا تفاوت معناداری با هم ندارند و براساس عدم معناداری آزمون تفاوت کای دو و سایر شاخصهای برازش ازجمله ΔCFI که کمتر از 01/0 است و ΔRMSEA که کمتر از 015/0 است، میتوان گفت به ازای تمام مدلهای ارائهشده تغییرناپذیری برقرار است. این به معنی یکسانبودن ساختار عاملی در هر دو گروه است و معنای گویهها برای زنان و مردان یکسان است؛ بنابراین، این ابزار قابلیت کاربرد در دو گروه زن و مرد را دارد. همبستگی منفی و معنادار تعقیب مجازی همسر با اعتماد زناشویی نیز روایی ملاکی ابزار را تأیید کرد؛ یعنی هرچقدر اعتماد بین زوجین پایینتر باشد، رفتار تعقیب مجازی بیشتر است و بالعکس.
بهطورکلی، یافتههای پژوهش حاضر نشان داد که نسخۀ فارسی IPCS یک ابزار با پایایی و روایی مطلوب است که ضمن پرکردن خلأ ابزاری و پژوهشی و کمک به غنای ادبیات پژوهشی در این حوزه، میتواند مورد استفادۀ متخصصان برای اجرای مداخلات آموزشی و درمانی و کمک به ارتقای سلامت روان خانوادهها و جامعه باشد. این مقیاس میتواند بهعنوان ابزار ارزیابی در مشاوره و درمان زوجین استفاده شود تا رفتارهای تعقیب مجازی شناسایی و بررسی شوند و مداخلات هدفمندی برای کاهش رفتارهای تعقیب مجازی و افزایش اعتماد زناشویی طراحی و اجرا شود. افزایش آگاهی عمومی از خطرات و عواقب تعقیب مجازی میتواند به کاهش این رفتارها کمک کند و ارائۀ دورههای آموزشی برای مشاوران و رواندرمانگران در زمینۀ شناسایی و درمان تعقیب مجازی میتواند به بهبود روابط زناشویی کمک کند. مطالعۀ حاضر با محدودیتهایی نیز مواجه بود؛ نخست، نمونهگیری به قشر خاص و مناطق خاصی از ایران محدود شده است و ممکن است نتواند بهطور کامل نمایندگی از کل جامعه ایران داشته باشد که این موضوع میتواند بر تعمیم نتایج تأثیرگذار باشد. درعینحال استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی میتواند به برآوردهای مختلفی منجر شود و نیاز به تأیید بیشتری ازطریق مطالعات بعدی دارد. همچنین وابستگی IPCS به فرهنگ ممکن است در محیطهای فرهنگی مختلف نتایج متفاوتی به دست دهد که این موضوع میتواند بر روایی و پایایی ابزار تأثیر بگذارد. همچنین اینکه رفتار تعقیب مجازی باتوجهبه پیشینه در جوانان بیشتر است و در پژوهش حاضر میانگین سنی آزمودنیها در ردۀ میانسال قرار داشت که نیازمند بررسی بیشتر است. مطالعات بعدی میتوانند بر ارتباط تعقیب مجازی همسر با ویژگیهای شخصیتی نظیر صفات تاریک شخصیت و هیجانات و نیز تأثیر آن بر روابط زناشویی تمرکز کنند تا تصویر جامعتری از این پدیده به دست آید. بدیهی است مطالعات طولی میتوانند تأثیرات بلندمدت تعقیب مجازی بر روابط زناشویی و روانشناختی افراد را بررسی کنند. مناسب است برای ارتقای اعتبار مقیاس، این مطالعه در خردهفرهنگهای دیگر با ویژگیهای جمعیتشناختی متفاوت و بر روی نمونههای بیشتر و برابر زنان و مردان و همچنین بهرهگیری از مصاحبه و مشاهده رفتار تکرار شود.
تشکر و قدردانی
این مقاله در قالب طرح پژوهشی با شناسۀ اخلاق IR.UMA.REC.1403.040 ثبت شده است و از حمایت مالی دانشگاه محقق اردبیلی برخوردار است. از همۀ کسانی که در این مطالعه مشارکت داشتند، تشکر میکنیم.
تعارض منافع
یافتههای این مطالعه هیچگونه تضاد با منافع شخصی یا سازمانی ندارد.
[1] Social Medias
[2] Cyberstalking
[3] intimate partner cyberstalking
[4] Cyberbullying
[5] Trolling
[6] Wilson
[7] Cyber Obsessional Pursuit scale
[8] Spitzberg & Hoobler
[9] McKeon
[10] Tokunaga
[11] Crimes Act of Victoria
[12] Da Silva
[13] passive, invasive, and duplicitous
[14] Multidimension Intimate Partner Cyberstalking
[15] Trust in close relationships
[16] Rempel
[17] Kaiser-Meyer-Olkin
[18] Bartlett
[19] Absolute Index
[20] Comparative Index
[21] Parsimonious Index
[22] Average Variance Extracted (AVE)
)