بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخۀ کوتاه مقیاس رابطۀ خانوادگی و برآورد همبستگی آن با خود گزارش دهی رفتارهای خودکشی نوجوانان دبیرستانی

نویسندگان

1 استادیار مشاوره خانواده، گروه مشاوره، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه محقق اردبیلی، اردبیل

2 کارشناس ارشد مشاوره توان‌بخشی، دانشگاه محقق اردبیلی

3 کارشناس ارشد مشاوره خانواده، دانشگاه محقق اردبیلی

4 کارشناس ارشد روانشناسی، دانشگاه محقق اردبیلی

چکیده

روابط موجود در خانواده و رابطۀ والد فرزندی عامل بسیار مهمی در رشد و اجتماعی شدن فرزندان است. روابط آشفته و گسسته میان اعضای خانواده، آن‌ها را در معرض خودکشی قرار می­دهد. هدف این پژوهش آزمودن روایی، پایایی و تحلیل عاملی تأییدی مقیاس «فرم کوتاه مقیاس الگوهای رابطۀ خانوادگی» و بررسی همبستگی آن با خودکشی بود. روش پژوهش حاضر توصیفی و از نوع همبستگی بود. جامعۀ آماری پژوهش، دانش­ آموزان مدارس دورۀ دوم متوسطۀ شهر اردبیل به تعداد 12387 که در سال تحصیلی 96-1395 مشغول به تحصیل بودند، تشکیل می­دادند که با استفاده از فرمول کوکران و با استفاده از روش نمونه­ گیری در دسترس، 400 دانش­ آموز دبیرستانی به‌عنوان نمونه انتخاب شدند. برای جمع­ آوری داده­ ها از فرم کوتاه مقیاس الگوهای رابطۀ خانوادگی موس و موس (1994) و پرسشنامۀ تجدیدنظر شدۀ خودکشی عثمان و همکاران (2001) استفاده شد. برای تجزیه‌ وتحلیل داده­ ها علاوه بر آمار توصیفی، از آزمون همبستگی پیرسون، ضریب آلفای کرونباخ و تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد. ضریب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس و خرده مقیاس های انسجام، ابرازگری و تعارض به ترتیب 81/0، 77/0، 78/0 و 77/0 است. فرم کوتاه رابطۀ خانوادگی با خودکشی(P<0.01, r=-0.32) و خرده­ مقیاس­های انسجام با (P<0.01, r=-0.30)، ابرازگری با (P<0.05, r=-0.10) و تعارض (P<0.01, r=-0.26) با خودکشی، همبستگی معنی‌داری برقرار کردند. نتیجۀ­ تحلیل عاملی تأییدی نشان داد که این پرسشنامه از برازش خوبی برخوردار است (شاخص نیکویی برازش= 0.96، شاخص برازش مقایسه­ای= 0.96، خطای ریشه مجذور میانگین تقریب= 0.056، باقیمانده مجذور میانگین= 0.041). با توجه به نتایج حاصل می­ توان نتیجه گرفت که این آزمون در جامعۀ دانش­ آموزان دختر و پسر ساکن استان اردبیل با اعتبار و روایی مناسبی قابل‌اجرا است.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Investigating psychometric characteristics of the brief family relationship scale and its correlation with suicide in high school students

نویسندگان [English]

  • Ahmadreza kiani Chelmardi 1
  • Pezhman Honarmand Ghojebeigloo 2
  • Saeed Khakdal 3
  • Bahman Zardi Geigloo 4
1 Ph.D in family counselling, assistant professor, department of counseling, faculty of education and psychology, university of Mohaghegh Ardabili, Ardabil
2 M.A. in rehabilitation counselling, University of Mohaghegh Ardabili
3 M.A. in Family counselling, University of Mohaghegh Ardabili
4 M.A. in psychology, University of Mohaghegh Ardabili
چکیده [English]

Family relationship and parent-child relations is a main factor in development and socialization of children. Distressed and disrupted relationship put people into suicide. The aim of this research was to investigate validity, reliability and Confirmatory factor analysis of “The Relationship dimension of the Family Environment Scale (FES)”, and its correlation with suicide in students. The study method was descriptive in the form of correlation. Statistical community included of all high school students in Ardabil city (12387 students) that 400 students based on Cochran's Sample Size Formula have been chosen as sample by available sampling. The research instrument was The Brief Family Relationship Scale (moos & moos) and Suicidal Behavior Questionnaire-Revised (Osman et al.). For analyzing data, Pearson correlation coefficient, Cronbach`s alpha coefficient and Confirmatory factor analysis were used. Cronbach`s alpha coefficient for total scale and subscales (Cohesion, Expressiveness and Conflict) was in turn 0/81, 0/77, 0/78, 0/77. There was a significant Correlation between The Brief Family Relationship Scale (p˂0/01, r=-0/32) and cohesion (p˂0/01, r=-0/30), Expressiveness (p˂0/05, r=-0/10) and Conflict (p˂0/01, r=0/26) subscales with suicide. Confirmatory factor analysis showed that this questionnaire has a good fitness (CFI=0/96, RMSEA= 0/056, RMR= 0/041, NFI=0/93). In regard to this results, we can conclude that this questionnaire has acceptable validity and reliability in Ardabil society.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Relationship
  • family
  • Suicide
  • Reliability
  • Validity

خانواده مکانی امن برای زندگی مردان، زنان و کودکان در سراسر جهان است، این حقیقت وجود دارد که خانواده منبع حمایت و ­گاهی مانع رشد فردی یا اجتماعی، پناهگاهی هیجانی و گاهی منبع فشار هیجانی[1] است (Laura, Lippman & Bradford, 2013). روابط موجود در خانواده و رابطۀ والد - فرزندی عامل بسیار مهمی در رشد و اجتماعی شدن فرزندان است. (Mulyadi,Rahardjo,Basuki, 2016;Kim&Lee, 2013) نشان داده ­اند که روابط ضعیف و ناکارآمد بین والدین و کودکان باعث می­شود که فرزندان از فشار تحصیلی در رنج باشند و احساس کنند که ازنظر اجتماعی موردحمایت نیستند و نیز در مواقع مشکلات احساس تنهایی کنند، ضمناً چنین روابط ضعیفی بر حرمت خود فرزندان نیز تأثیر منفی می­گذارد (GhorbaniAmir&AhmadiGatab, 2011). برخی پژوهش­ها نشان داده­اند که وقتی والدین مراقبت، توجه، همدلی و حمایت را برای فرزندان فراهم می­آورند، فرزندان نیز حرمت خود بالاتری از خود نشان می­دهند (Trumpeter,Watson,O'Leary&Weathington, 2008)؛ همچنین، روابط همخوان بین والدین و فرزندان باعث تقویت و اعتمادبه­خود در کودکان در مواجهه با چالش­های زندگی و مشکلات و بالا رفتن خودکارآمدی فرزندان می­شود (Givertz & Segrin, 2014). لذا، هدف از پژوهش حاضر، بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخۀ کوتاه مقیاس رابطۀ خانوادگی و برآورد همبستگی این متغیر با خود گزارش دهی رفتارهای خودکشی نوجوانان دبیرستانی است.

مقیاس الگوهای رابطۀ خانوادگی برگرفته از مقیاس محیط خانوادۀ Moos & Moos, 1994)) است. مهم است که اطلاعاتی در مورد سلامت خانواده داشته باشیم، زیرا مراقبت از سلامت، تأثیری اساسی در رشد بسیاری از اختلالات و تحول انواع مختلف شیوه­های درمانی دارد. (Vianna, Silva, & Souza-Formigoni, 2007; Moos & Moos, 1994) محیط خانواده را به‌صورت زیر تعریف کرده­اند: ادراکی که هر فرد از خانواده­ خود (مثل ادراک از جو اجتماعی-خانوادگی منتج از روابط، رشد شخصی، سازمان‌دهی و کنترل سیستم خانواده) دارد. آن‌ها بر این باورند که محیط خانواده تحت تأثیر تعداد اعضای خانواده و فرایند انطباق آن‌ها با محیط است. خصیصه­های فردی هر یک از اعضای خانواده، توانایی مقابله­ای و بهزیستی آن‌ها می­تواند کیفیت رابطۀ خانوادگی را تحت تأثیر خود قرار دهد. ازاین‌رو، وقتی یکی از اعضا نوعی اختلال هیجانی یا رفتاری از خود نشان می­دهد، کل محیط خانواده احتمالاً تحت تأثیر قرار خواهند گرفت. بدین دلیل به‌صورت مقیاسی جداگانه درآمد. اولاً مقیاس اولیۀ محیط خانواده به سنجش 9 بعد پرداخته و تعداد سؤالات آن 90 مورد بوده است. ثانیاً، این سه خرده ­مقیاس الگوهای رابطۀ خانوادگی، به‌عنوان ابعاد ارتباطی موجود در مقیاس Moos & Moos, 1994)) از آن جدا و به‌صورت مقیاسی جداگانه درآمدند. هدف از آن‌ها سنجش میزان حمایت در خانواده، ابرازگرای عقاید و هیجانات و چگونگی رویارویی با تعارض است.

کیفیت رابطۀ والد- نوجوان با پیامدهای مثبت و منفی در دوران نوجوانی همراه است که شامل شایستگی اجتماعی، ارزش­های مثبت، افسردگی و پرخاشگری می­شود (McKinney & Renk, 2011). چنین روابطی نه‌تنها خود را به‌صورت احساسات مثبتِ نزدیکی و صمیمیت نشان می­دهد، بلکه می­تواند خود را به‌صورت احساسات منفیِ مرتبط با تعارض نشان دهد (Seiffge-Krenke, Overbeek & Vermulst, 2010). مقیاس فرم کوتاه رابطۀ خانوادگی شامل خرده­ مقیاس­های انسجام[2]، ابرازگری[3] و تعارض[4] می­شود. در دهۀ اخیر، اکثریت ­کارهایی که در زمینۀ رفتارهای زوجین انجام‌شده بر موضوعاتی همچون قدرت، تصمیم­گیری و برابری، عدم اطمینان، راهبردهای شریک برای حل تعارض­های بین نسلی بوده است (Helms, 2013). از این میان، یکی از عواملی که سلامت فرد را در مواجهه با حوادث استرس­زای زندگی محافظت می­کند و موجب سازگاری می­شود، حس انسجام[5] است

(Grevenstein & Bluemke, 2015). Antonovsky, 1987))، حس انسجام را به‌صورت جهت­گیری شخصی به زندگی تعریف می­کند و بر این باور خود تأکید دارد که از طریق حس انسجام می­توان توجیه کرد که چرا فردی می­تواند حد بالایی از استرس را از سر بگذراند و سالم بماند. افراد دارای حس ­انسجام قوی نسبت به افراد دارای حس انسجام ضعیف در مقابل استرس بسیار مقاوم و سخت­کوش هستند (Kupka, Altshuler, Nolen, Suppes, Luckenbaugh & et al, 2007). بر اساس تئوری ­آنتونووسکی، حس انسجام یک تجربۀ ­درونی است که به‌صورت تدریجی در طول دوران جوانی رشد می­کند تا در یک فرد به یک کیفیت نسبتاً پایدار برسد (Langeland, & Wahl, 2009). سطوح بالای قابلیت ادراک و کنترل­پذیری که در نظریۀ حس­ انسجام ارائه‌شده است، می­تواند با فراهم کردن فرصت ادراک رویدادهای استرس­زا به‌صورت قابل‌کنترل و پیش‌بینی پذیر، میزان وقوع مقابلۀ کنشی فرد را تحت تأثیر قرار دهد (Meiring, 2011). حس انسجام را می­توان عامل تعیین‌کنندۀ سلامت روان در نظر گرفت، همچنین می­توان استدلال کرد که تغییر دائمی سطح حس انسجام، چه مثبت و چه منفی، نشان­دهندۀ تغییرات اساسی در شرایط زندگی افراد است (Volanen, 2011). در کنار حس انسجام، مفهوم انسجام خانواده وجود دارد که بیشتر به مسئلۀ انسجام و پیوستگی در رابطۀ خانوادگی می­پردازد. (Olson, 2000) مدل چرخه­ای، انسجام، انعطاف­پذیری و تبادل را جزو سه مهارت محوری می­داند که معرف تبادلات خانواده هستند. انسجام خانواده به‌صورت نوعی پیوند هیجانی تعریف‌شده که اعضای خانواده نسبت به همدیگر دارند (Olson, 1993) و در درون مدل چرخه­ای، انسجام می­تواند در یک طیف پیوستاری بین گسستگی (سطح بسیار پائین انسجام) تا تنیدگی (سطح بسیار بالای انسجام) در نوسان باشد (Olson & Gorall, 2006) و عملکرد بهینه نیازمند سطح متعادلی از انسجام و انعطاف­پذیری در خانواده است. تحقیقات نشان داده که اختلال در انسجام و انعطاف­پذیری خانواده باعث بیماری­های روانی می­شود (Koutra, Simos, Triliva, Lionis, & Vgontzas, 2016).

ابرازگری هیجانی[6] یکی دیگر از عواملی است که در بافت خانواده از اهمیت بالایی برخوردار است، به‌طوری‌که باعث تسهیل شایستگی فرزندان می­شوند و باعث الگو گیری اجتماعی کودکان می­شود که به‌صورت یک بافت اولیه عمل می­کند و در آن دیگر رفتارهای اجتماعی شدن هیجانی نیز رخ می­دهد

(Are & Shaffer, 2016). (Morris, Silk, Steinberg, Myers, & Robinson, 2007) دریافتند که یک مدل سه عاملی، سه رویۀ تأثیر در تنظیم و سازگاری هیجانی در خانواده را مشخص می­سازد: مشاهده و الگوسازی مدیریت هیجانی والدین، شیوه­های خاص فرزند پروری و رفتارهای ابراز هیجانی و نیز ابرازگری کلی خانواده یا جوّ هیجانی. در این مدل سازگاری کودکان فرایند پیچیده­ای است که وابسته به روابط چندگانه، متقابل و به‌هم‌پیوسته است.

Moos & Moos, 1981)  (تعریف خاص و دقیقی از تعارض خانواده به دست داده­اند که ازجمله ارتباط­های معیوب در خانواده است. ازنظر آن‌ها تعارض خانواده، میزان ابراز آزادانۀ خشم، پرخاشگری و تعارض میان اعضای خانواده است. Beavers & Hampson, 1990))، جنگ­های آشکار/ پنهان، بحث‌وجدل، سرزنش، پذیرش مسئولیت شخصی و آهنگ احساسات منفی در خانواده را نیز زیر طبقۀ تعارض گنجانده­اند. همچنین تعارضات زناشویی با پیامدهای مهم در خانواده همانند فرزند پروری ناکارآمد، سازگاری ضعیف فرزندان، افزایش احتمال تعارضات والد- فرزندی مرتبط است (Grish, Fincham, 2001).

خودکشی[7] دومین عامل مرگ‌ومیر در بین نوجوانان و جوانان بین 15 تا 29 سال در سراسر دنیا است (Ma, Batterham, Calear, Han, 2016). برخی از محققان پیشنهاد کرده­اند که سبب‌شناسی خودکشی در جوانان کم سن و سال به دلیل این‌که این مرحله از زندگی با تغییرات سریع نظیر تغییر در ساخت خانوادگی، ترک خانواده، افزایش دسترسی به مواد و الکل، مشکلات اجتماعی، مالی و تحصیلی همراه است و نیز وجود عوامل مذکور این مرحله را از سایر مرحله متمایز می­سازد (Arria, O'Grady, Caldeira, Vincent, Wilcox & Wish, 2009).

خودکشی یک رفتار چندبعدی است که درنتیجۀ عوامل مختلف ازجمله اختلالات روانی به ویژگی اختلال افسردگی اساسی (Harris & Barraclough, 1997)، پیشینۀ خانوادگی (David, Matthew, Christine, & Halina, 2010)، سوءمصرف مواد و الکل (Brener, Hassan & Barrios, 1999)، پیشینۀ خودکشی فردی (Berman, 2009)، ناامیدی (David Klonsky, Kotov, Bakst, Rabinowitz, & Bromet, 2012) عوامل زیست عصبی (سطح پایین سروتونین) (Pompili, Serafini, Innamorati, Möller-Leimkühler, Giupponi, & et al 2010) و زندگی پر استرس (Conwell, Duberstein, & Caine, 2002) بروز پیدا کرده و به شکل رفتاری عامدانه و از روی قصد برای خاتمه دادن به زندگی خود تعریف می­شود (Nock, Borges, Bromet, Cha, Kessler, & Lee, 2008). تحقیقات نشان می‌دهد، یکی از فاکتورهای مهم در خودکشی، خانواده و روابط خانوادگی موجود در خانواده است (David, Matthew, Christine, & Halina, 2010؛ Arria & et al, 2009). مرزهای نقش جنسیتی زن و مرد تغییر کرده و این نقش در مردان خطرناک‌تر و محدودکننده‌تر است (Payne, Swami & Stanistreet, 2008). نوع مرزها در روابط بین اعضای خانواده تأثیر دارند (مینوچین، ترجمه ثنایی، 1375) و عملکرد ایده­ال خانواده زمانی رخ می­دهد که مرزها واضح و بین استقلال و اتحاد تعادل برقرار باشد. مرزهای ارتباطی در خانواده باید به‌اندازه کافی قوی باشند تا از رشد سالم سیستم حمایت کنند (مینوچین، 1386). گرایش­های خانوادگی شامل ابعادی مثل ساختار شخصیتی، ناامیدی، اختلال عاطفی و رفتار خودکشی می­شوند، به نظر می­رسد که اختلال شخصیت در افراد خودکشی­گرا شایع است. همچنین گزارش‌شده است که اختلالات شخصیت و دیگر اختلالات روان­پزشکی همبود، خطر خودکشی را افزایش می­دهد (Ak, Gülsün, & Özmenler, 2009).

نظر به اینکه خانواده مهم‌ترین نهاد اجتماعی است و در سلامت فردی و اجتماعی بیشترین تأثیر را دارد و نیز ازآنجاکه رابطۀ والد- فرزندی، جزو بنیادی­ترین روابط انسانی است که می­تواند مبنا و شالوده­ای برای شکل­گیری هر نوع رابطۀ دیگری باشد، سلامت این ارتباط والدینی، از اهمیت شایانی برخوردار بوده و مدیریت تعارض، ابرازگری و انسجام در این رابطه از اهمیت بالایی برخوردار است. کیفیت رابطۀ والد- فرزندی مثل یک تیغ دو لبه است که هم می­تواند تأثیر مثبت و هم منفی داشته باشد (Seiffge-Krenke, Overbeek & Vermulst, 2010)، نیاز به ابزاری معتبر برای سنجش کارکرد خانواده در کار با نوجوانان بر روی موضوعات مختلف و در بافت­های فرهنگی گوناگون حس می­شود. بافت­هایی که شامل رابطۀ خانوادگی، تاب­آوری و حمایت در برابر سوءمصرف مواد و آسیب­شناسی روانی می­شود (Fok, Allen, Henry & Team, 2014). ابزارهای مختلفی برای ارزیابی خانواده­ها وجود دارد، اما در ایران مقیاس­های کمی برای ارزیابی نوع کارکرد و روابط موجود در خانواده وجود دارد و یا حداقل مقیاس چندانی به‌صورت کوتاه برای سنجش متغیرهای انسجام، ابرازگری و تعارض در قالبی مفید و مختصر که نشان از ادراک اعضا باشد، وجود ندارد. تفاوت آن با مقیاس­های دیگر در این است که این مقیاس به ما کمک می­کند تا جو موجود در خانواده را تشریح کنیم، ادراک­های والدین و فرزندان را با هم مقایسه کرده و به طرح­ریزی و نظارت بر تغییرات خانوادگی بپردازیم. همچنین می­تواند برای ارزیابی تأثیر مشاوره یا هر نوع مداخله در خانواده به کار رود (Finney & Moos, 1984)، برای ارزیابی سطح انطباق کودکان و نوجوانان با والدین و خانواده (رینولد، اُلری و والکر، 1982)؛ بنابراین ساخت و هنجاریابی ابزاری جهت بررسی کیفیت و نوع روابط موجود در خانواده می­تواند به سلامت و بهزیستی فردی و خانوادگی و اجتماعی کمک بسیاری نماید. با توجه به موارد مذکور، هدف از پژوهش حاضر بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی فرم کوتاه مقیاس الگوهای رابطۀ خانوادگی و همبستگی آن با خودکشی است. در این پژوهش در پی پاسخ به این سؤالات هستیم که:

1. آیا فرم کوتاه مقیاس الگوهای رابطۀ خانوادگی از پایایی و روایی برخوردار است؟

2. آیا فرم کوتاه مقیاس الگوهای رابطۀ خانوادگی با خودکشی همبستگی دارد؟

روش

روش پژوهش حاضر توصیفی و همبستگی بود. جامعه آماری کلیۀ دانش­آموزان متوسطۀ دورۀ دوم آموزش‌وپرورش ناحیه یک شهر اردبیل (12387 نفر، اداره آماری سازمان آ.پ اردبیل) بود که در سال تحصیلی 96-1395 مشغول به تحصیل بودند. در تحلیل عاملی تأییدی حجم نمونه بر اساس متغیرهای پنهان تعیین می­شود نه بر اساس متغیرهای مشاهده‌پذیر و همچنین  در مدل تحلیل عاملی تأییدی حداقل نمونه، 200 نفر است (حبیبی و عدن ور، 1396)، در این پژوهش 432 نفر به‌عنوان نمونه، بر اساس نمونه­گیری در دسترس انتخاب شدند. ملاک­های ورود نمونه­ها شامل سن بین 14 تا 18 سال، داشتن هر دو والد، انگیزه جهت تکمیل پرسشنامه و رضایت آگاهانه می­باشد. درنهایت پرسشنامۀ 400 نفر از دانش­آموزان در این مطالعه موردبررسی قرار گرفتند. برای تجزیه‌وتحلیل داده­ها علاوه بر آمار توصیفی، از آزمون همبستگی پیرسون، ضریب آلفای کرونباخ و تحلیل عاملی تأییدی (CFA) استفاده شد. کلیه داده­ها با استفاده از نرم‌افزار SPSS-23 و LISREL 8.8 تحلیل شدند.

ابزارها

فرم کوتاه مقیاس الگوهای رابطۀ خانوادگی[8]. مقیاس کوتاه رابطۀ خانوادگی اقتباسی از پرسشنامۀ 27 گویه­ای بعد رابطه مقیاس محیط خانوادۀ (Moos & Moos, 1994) است؛ که شامل خرده­ مقیاس­های انسجام، ابرازگری و تعارض (هرکدام 9 سؤال) می­شود. این خرده ­مقیاس­ها به‌اندازه­گیری حمایت، ابرازگری عقاید و تعارض خشم در خانواده می­پردازد. فرم کوتاه شامل 16 سؤال می­شود که 7 سؤال اول انسجام، سه سؤال بعدی ابرازگری و 6 سؤال آخر تعارض در خانواده را می­سنجد. نمره­گذاری سؤالات 11 تا 16 نیز به‌صورت معکوس است. طیف نمره به‌صورت لیکرتی سه‌درجه‌ای می­شود (اصلاً: 0 تا حدودی: 1 و زیاد: 2). یافته­های (Fok, Allen, Henry & Team, 2014) نشان داد که مقیاس، از همسانی درونی قابل‌پذیرشی برخوردار است. به‌طوری‌که برای انسجام (83/0=a، 70/2=SD، 73/15=M) و تعارض (80/0=a، 51/2=SD، 06/13=M) و برای کل مقیاس (88/0=a، 53/5=SD، 76/34=M) همسانی بالا بوده، اما برای ابرازگری (65/0=a، 47/1=SD، 97/5=M) ضعیف­تر بوده است. روایی همگرای مقیاس الگوهای رابطۀ خانوادگی با ابزار دلیل برای زندگی نیز مطلوب گزارش‌شده است (01/0>p، 48/0=r).

پرسشنامۀ تجدیدنظر شدۀ خودکشی[9]، پرکاربردترین مقیاس خودکشی است که از 4 سؤال تشکیل‌شده است که هر گویه ابعاد مختلفی از قابلیت فرد برای خودکشی را موردسنجش قرار می­دهد. گویه اول افکار و اقدام به خودکشی[10]، گویۀ دوم فراوانی افکار خودکشی طی سال گذشته، گویه سوم دربردارنده بیان نیت[11] و گویه چهارم احتمال اقدام به خودکشی را در آینده موردسنجش قرار می‌دهد. نقطه برش نمرۀ کلی این آزمون، نمره 7 برای جمعیت عادی و نمره 8 برای بیماران بالینی می‌باشد. همین­طور نقطه برش سؤال اول 2 است. طراحان این مقیاس گزارش کرده­اند که این ابزار دارای اعتبار درونی، پایایی خوب و همین­طور توانایی تمیز گروه دارای تمایلات خودکشی از گروه فاقد گرایش به خودکشی است (Osman, Bagge, Gutierrez, Konick, Kopper & Barrios, 2001). این آزمون از پایایی درونی، روایی بالا و حساسیت عالی در تمیز آزمودنی­های خودکشی­گرا از غیرخودکشی­گرا برخوردار است (Osman & et al, 2001). در مطالعه رشید و کیانی، خرمدل، غلامی و صنوبر (2016) آلفای کرونباخ بر این ابزار در جامعۀ ایرانی در بین دانشجویان دانشگاه محقق اردبیلی 5/80 گزارش‌شده است. ضمناً ویژگی‌های روان‌سنجی این پرسشنامه در پژوهش مقدماتی رشید، میکائیلی، کیانی (2018) در جمعیت 909 نفری در ایران مورد تائید قرارگرفته و همسانی درونی آن مناسب گزارش‌شده است (80= α).

شیوه اجرای پژوهش

نخست پرسش­نامه فرم کوتاه الگو­های رابطۀ خانوادگی برای روابط کارآمد در خانواده به فارسی برگردانده شد، سپس طی کارشناسی­های انجام‌شده محتوای ترجمه با متن اصلی مورد همتا­سازی قرار گرفت تا مفهوم اصلی پرسش­ها تغییر نکرده باشند. پس از انجام تغییرات، فرم اولیه به زبان فارسی تنظیم و در مرحلۀ بعدی، پرسش­نامۀ ترجمه‌شده توسط فرد دیگری به زبان انگلیسی بازگردانده شد. متن انگلیسی نخستین، با متن برگردانده شدۀ دوم، توسط مترجمان مورد مقایسه قرار گرفت. در این بررسی بیشتر آیتم­ها یکسان بودند و شمار کمی از آن‌ها به اصلاح نیاز داشت که اصلاح­ها در متن فارسی اعمال شد. همچنین برای تعیین روایی صوری از نسخۀ فارسی پرسشنامه، فرمی تهیه و در اختیار چند نفر از متخصصان قرار گرفت تا سؤالات از نظر شفافیت، روان و قابل‌فهم بودن و تناسب با شرایط فرهنگی جامعه ما موردبررسی قرار گیرد. ازنظر متخصصان مقیاس مذکور به لحاظ صوری ابزاری روا تشخیص داده شد. برای به دست آوردن تصویر دقیق­تر و بدون ابهام و امکان اجرای آن‌ها در نمونة اصلی، یک بررسی راهنما روی 30 دانش­آموز در جامعۀ­ موردپژوهش اجرا شد. در این مطالعه مقدماتی، تراز آلفای کرونباخ برای کل مقیاس و خرده مقیاس­های انسجام، ابرازگری و تعارض به ترتیب 78/0، 75/0، 77/0، 74/0 به دست آمد.

اخلاق در پژوهش

برای اجرای آزمون نیز ابتدا ملاک ورود به این مطالعه مانند سن، کلاس درسی و همچنین در قید حیات بودن والدین لحاظ شد. این آزمودنی­ها حتماً باید دانش­آموز و در حین تحصیل باشند. سپس بعد از توضیح هدف از این مطالعه و جلب رضایت آگاهانه و اظهار محرمانه بودن نتایج، از آزمودنی­ها خواسته شد که پرسشنامه را تکمیل کنند.

یافته­ها

در این پژوهش، 218 نفر از نمونه، پسر و 182 نفر دختر بودند. همچنین نمونه پژوهشی ازلحاظ پایه تحصیلی، 7 نفر از پایه اول مقطع متوسطه، 6 نفر از دوم دبیرستان، 157 نفر از سوم دبیرستان و 230 نفر نیز از مقطع چهارم دبیرستان بودند. ازلحاظ رشته تحصیلی، 87 نفر از رشته ریاضی فیزیک، 210 نفر از رشته تجربی، 74 نفر از رشته انسانی و 29 نفر از رشته فنی و حرفه‌ای بودند.

جدول 1. میانگین و انحراف معیار نمره­های مقیاس­های فرم کوتاه الگوی رابطۀ خانوادگی و پرسشنامه خودکشی

متغیر

پسران

دختران

کل

میانگین

انحراف معیار

میانگین

انحراف معیار

میانگین

انحراف معیار

انسجام

74/17

9/2

91/16

2/3

37/17

06/3

ابرازگری

94/6

38/1

71/6

39/1

83/6

39/1

تعارض

21/13

86/2

57/12

98/2

92/12

93/2

الگوی رابطۀ خانوادگی

91/37

62/5

15/36

14/6

13/37

91/5

خودکشی

61/7

5/4

91/7

15/5

74/7

8/4

همان­طور که در جدول 1 مشاهده می­شود، میانگین و انحراف معیار فرم کوتاه مقیاس رابطۀ خانوادگی به ترتیب 13/37 و 91/5، میانگین و انحراف معیار خرده مقیاس انسجام به ترتیب برابر با 37/17 و 06/3، میانگین و انحراف معیار خرده مقیاس ابرازگری به ترتیب برابر با 83/6 و 39/1، میانگین و انحراف معیار خرده مقیاس تعارض به ترتیب برابر با 92/12 و 93/2 و میانگین و انحراف معیار مقیاس خودکشی به ترتیب برابر با 74/7 و 8/4 است.

به‌منظور کسب اطمینان از روایی مقیاس، روایی صوری، هم‌زمان و سازه در خصوص این مقیاس بررسی‌شده است.

جدول 2. ضریب همبستگی بین فرم کوتاه مقیاس رابطۀ خانوادگی و خرده مقیاس­های آن با مقیاس خودکشی

 

متغیرها

1

2

3

4

5

1

رابطۀ خانوادگی

1

 

 

 

 

2

انسجام

**89/0

1

 

 

 

3

ابرازگری

**57/0

**49/0

1

 

 

4

تعارض

**80/0

**51/0

**15/0

1

 

5

خودکشی

**32/0-

**30/0-

*10/0-

**26/0

1

01/0>p**                               05/0>P*

همان­طور که در جدول 2 مشاهده می­شود، نمرۀ کل مقیاس و زیرمقیاس­های آن با خودکشی در سطح 95 درصد اطمینان معنادار است. همبستگی فرم کوتاه رابطۀ خانوادگی و خرده مقیاس­های انسجام، ابرازگری و تعارض با خودکشی به ترتیب 32/0، 30/0-، 10/0- و 26/0 به‌دست‌آمده است. این همبستگی به معنای روایی هم‌زمان مناسب و مطلوب آن تلقی می­شود.

روایی سازه فرم کوتاه مقیاس رابطۀ خانوادگی به دو شیوه محاسبه ضریب همبستگی مقیاس با خرده مقیاس آن و تحلیل عاملی تأییدی موردبررسی قرارگرفته است.

همان­طور که در جدول 2 مشاهده می­شود، ضرایب بین مقیاس با سه مقیاس انسجام، ابرازگری و تعارض به ترتیب 89/0، 57/0 و 80/0 به‌اندازۀ کافی بالا بوده و در سطح (01/0>P) معنی­دار هستند. از طرف دیگر ضرایب همبستگی بین خرده مقیاس انسجام با ابرازگری 49/0 و بین خرده مقیاس ابرازگری با تعارض 15/0 است که در مقایسه با ضرایب همبستگی مقیاس با خرده مقیاس­ها، مقدار کمتری را نشان می­دهند. به لحاظ نظری، آزمون باید با خرده مقیاس­ها همبستگی بالایی داشته و خرده مقیاس­ها با هم همبستگی کمتری داشته باشند.

بررسی روایی سازه فرم کوتاه مقیاس رابطۀ خانوادگی، به‌واسطه تحلیل عاملی تأییدی با استفاده از لیزرل[12] 8/8 صورت گرفت. برای برآورد مدل از روش حداکثر احتمال و به‌منظور بررسی برازش مدل از شاخص­های مجذور خی دو، شاخص نسبت مجذور خی دو به درجه آزادی، شاخص نیکویی برازش[13]، شاخص نیکویی برازش انطباقی[14]، شاخص برازش مقایسه­ای[15]، خطای ریشه مجذور میانگین تقریب[16] و باقیمانده مجذور میانگین[17] استفاده‌شده است. اگر مجذور خی دو ازلحاظ آماری معنادار نباشد دال بر برازش بسیار مطلوب مدل است، اما این شاخص در نمونه­های بزرگ‌تر از 100 به‌طور کاذب معنادار است و ازاین‌رو شاخص معتبری برای سنجش و ارزیابی مدل نیست. اگر شاخص­های برازش مقایسه­ای، نیکویی و انطباقی بزرگ‌تر از 90/0 باشد، مدل از برازش مطلوبی برخوردار است.  اگر شاخص­های خطای ریشه مجذور میانگین تقریب و باقیمانده مجذور میانگین کمتر از 05/0 باشند،  مدل از برازش مطلوبی برخوردار است.

 

شکل 1. مدل استاندارد تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول مقیاس رابطۀ خانوادگی

جدول 3. نتایج حاصل از محاسبه شاخص­ها در تحلیل عاملی تأییدی فرم کوتاه مقیاس رابطۀ خانوادگی

16x2">

16x2/df">

GFI

AGFI

CFI

NFI

RMSEA

RMR

04/108

24/1

96/0

93/0

96/0

93/0

056/0

041/0

همان­طور که در جدول 3 مشاهده می­شود، کلیۀ شاخص­های برازندگی نشان می­دهد که مدل اندازه­گیری فرم کوتاه مقیاس رابطۀ خانوادگی برازش مناسب و درنتیجه، روایی سازه قابل‌قبولی دارد.

جدول 4. بارهای عاملی، وزن استاندارد غیراستاندارد و استاندارد مدل تحلیل عاملی تأییدی مقیاس رابطۀ خانوادگی

 

وزن غیراستاندارد

وزن استاندارد

خطای استاندارد

سطح بحرانی

سطح معنی‌داری

a7

99/0

62/0

135/0

99/12

000/0

a6

287/1

74/0

109/0

38/16

000/0

a5

358/1

79/0

110/0

23/18

000/0

a4

262/1

71/0

110/0

68/15

000/0

a3

939/0

56/0

099/0

41/11

000/0

a2

658/0

41/0

090/0

04/8

009/

a1

335/1

75/0

111/0

93/16

000/0

a10

732/0

43/0

341/0

31/4

017/0

a9

603/2

69/0

634/0

92/11

000/0

a8

342/2

60/0

577/0

55/10

000/0

a16

195/1

70/0

106/0

89/14

000/0

a15

301/1

76/0

080/0

45/16

000/0

a14

844/0

63/0

076/0

88/12

000/0

a13

309/1

73/0

082/0

60/15

000/0

a12

634/0

49/0

072/0

65/9

000/0

a11

580/0

48/0

074/0

31/7

003/0

جدول 4 بارهای عاملی استاندارد نشده و استانداردشده به همراه مقدار t را بحرانی نشان می­دهد. همان‌گونه که در جدول مشاهده می­شود سطح معنی‌داری کمتر از 05/0 نشان‌دهنده این است که مدل روابط عاملی متغیرهای پنهان با متغیرهای مشاهده‌پذیر مدل تائید شده و باید در مدل باقی بمانند.

در ادامه به‌منظور دست‌یابی به ساختار عاملی دقیق‌تر، از روش تحلیل عاملی مرتبه دوم استفاده شد. هدف این شیوه، رسیدن به یک روش معنادارتر از داده­ه می­باشد. در این‌گونه مدل­ها فرض بر این است که خود متغیرهای مکنون در واریانس مشترک، ناشی از یک یا چند عامل مرتبه بالاتر است. این روش برای مطالعه مناسب بودن ساختار عاملی پرسشنامه و تائید وجود مؤلفه­های ادعایی سازنده یا پژوهش­های مربوطه استفاده می­شود (محسنین و اسفیدانی، 1393).

 

شکل 2. مدل استاندارد تحلیل عاملی تأییدی مرتبه دوم مقیاس رابطۀ خانوادگی

جدول 5. شاخص­های برازش الگوی تحلیل عاملی تأییدی مرتبه دوم مقیاس رابطۀ خانوادگی

16x2">

16x2/df">

GFI

AGFI

CFI

NFI

RMSEA

RMR

32/152

20/2

94/0

91/0

93/0

90/0

062/0

049/0

مقادیر شاخص­های برازندگی مرتبه دوم مدل اندازه­گیری مقیاس رابطۀ خانوادگی نیز مانند مقادیر مرتبه اول، نشانگر قابل‌قبول و مطلوب بودن شاخص­های برازندگی و درنتیجه برازش و صحت مناسب داده‌هاست.

پایایی مقیاس فرم کوتاه رابطۀ خانوادگی. به‌منظور بررسی پایایی مقیاس از دو روش همسانی درونی و باز آزمایی استفاده شد. در این از ضریب آلفای کرونباخ برای مقیاس رابطۀ خانوادگی به تفکیک جنسیت استفاده شد که در جدول 6 آورده شده است

جدول 6. ضرایب آلفای کرونباخ برای مقیاس و خرده مقیاس­های فرم کوتاه رابطۀ خانوادگی به تفکیک جنسیت

 

پسر

دختر

مقیاس

رابطۀ خانوادگی

انسجام

ابرازگری

تعارض

رابطۀ خانوادگی (نمره کل)

انسجام

ابرازگری

تعارض

 

74/0

72/0

70/0

76/0

78/0

76/0

79/0

78/0

به‌منظور بررسی پایایی مقیاس رابطۀ خانوادگی از طریق باز آزمایی، این پرسشنامه بر روی 70 نفر از دانش آموزان به فاصله زمانی 2 هفته اجرا گردید و با استفاده از ضریب همبستگی پیرسون، ضریب اعتبار باز آزمایی به تفکیک جنسیت به دست آمد.

جدول 7. ضریب قابلیت اعتبار باز آزمایی برای الگوی رابطۀ خانوادگی و خرده مقیاس­های آن (70=n)

 

 

اولین اجرا

دومین اجرا

الگوی رابطۀ خانوادگی و خرده مقیاس­های آن

ضریب همبستگی

پسر

دختر

پسر

دختر

 

 

M

SD

M

SD

M

SD

M

SD

انسجام

78/0

79/14

087/3

78/16

347/3

18/15

735/3

53/17

729/4

ابرازگری

69/0

29/5

109/1

36/4

215/1

04/5

09/6

89/4

367/1

تعارض

70/0

35/15

689/3

89/14

829/3

47/14

75/14

67/14

039/4

بحث و نتیجه­گیری

هدف از پژوهش حاضر بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی فرم کوتاه مقیاس الگوهای رابطه­ای خانوادگی است. نتایج نشان داد که این مقیاس از پایایی و روایی مناسبی برخوردار است. یافتۀ پژوهش حاضر با یافتۀ Fok & et al, 2014) ( مبنی بر همبستگی مستقیم بین الگوهای رابطۀ خانوادگی با مقیاس دلیل برای زندگی و همچنین همبستگی معکوس بین مقیاس خودکشی با مقیاس دلیل برای زندگی همخوانی دارد. همچنین در یافتۀ Fok & et al, 2014) (، خرده مقیاس ابرازگری کمتر همبستگی را با خودکشی داشت؛ یعنی هرچه ابرازگری در فرد بالاتر باشد، احتمال خودکشی کمتر می­شود. در تبیین این رابطه می­توان گفت، ابزارگری بالاتر باعث می­شود که رفتارهای درونی کردن[18]، کمتر اتفاق بیافتد و این خود باعث گرایش کمتر فرد به سرکوبی می­شود. پس وقتی فردی هیجان سرکوب‌شده نداشته باشد، کمتر به سمت رفتارهای خود آسیب‌رسان پیش می­رود (Lester & linsley, 1988). کیفیت رابطۀ والد- نوجوان با پیامدهای مثبت و منفی در دوران نوجوانی همراه است که شامل شایستگی اجتماعی، ارزش­های مثبت، افسردگی و پرخاشگری می­شود (McKinney & Renk, 2011). چنین روابطی نه‌تنها خود را به‌صورت احساسات مثبتِ نزدیکی و صمیمیت نشان می­دهند، بلکه می­تواند خود را به‌صورت احساسات منفیِ مرتبط با تعارض نشان دهد (Seiffge-Krenke, Overbeek & Vermulst, 2010). رابطۀ متعارض والد-فرزندی که با ویژگی­هایی همچون مجادله­های شدید هیجانی، خصومت و عداوت، عدم کنترل مشخص می­شود، پیش­بینی کنندۀ رفتارهای خطرناک در بحبوحۀ نوجوانی است (Lam, Solmeyer & McHale, 2012). چنین والدینی نمی­توانند به‌صورت درست و شایسته با فرزندان تبادل برقرار کنند و حتی می­توانند باعث القاء احساس ناامنی در آن‌ها شوند. مشکلات در این روابط می­تواند باعث سرکشی نوجوانان از طریق جستجوی صمیمیت در گروه همسالان شود (McElwain, & Bub, 2015). ازآنجاکه مکانیسم‌های برانگیزانندۀ نزدیکی و صمیمیت در روابط بسیار متفاوت از مکانیسم‌های برانگیزانندۀ تعارض هستند، پاسخ نوجوانان به هرکدام از آن‌ها ممکن است متفاوت باشد. رابطۀ نزدیک والد- فرزندی دارای ویژگی‌های حمایت، گرمی، پرورش و درگیری نزدیک است و چنین والدینی بیشتر در دسترس فرزندان هستند و تبادلات گشوده­تری دارند (Kerpelman, McElwain, Pittman & Adler-Baeder, 2016).

به‌طور خلاصه، مقیاس الگوی رابطۀ خانوادگی ابزار مناسبی برای ارزیابی ادراک نوجوانان از کارکرد خانواده­شان است و این کار را از طریق آزمون سه بعد رابطۀ خانوادگی یعنی تعارض، ابرازگری و انسجام انجام می­دهد. این مقیاس برای گروه­های فرهنگی جمع­گرا نیز مناسب است و در همین راستا یافته­های این پژوهش نشان داده که می­تواند در جامعۀ ما نیز به‌طور مناسبی مورداستفاده قرار گیرد. هنوز نیاز به تحقیقات بیشتری است تا ویژگی‌های روان‌سنجی این ابزار موردبررسی دقیق­تری قرار گیرد و تفسیر نمرات در این گروه فرهنگی متمایز، معتبر شود.

محدودیت و پیشنهادها. این ابزار برای اولین بار به فارسی برگردانده شده است و در روایی و پایایی آن باید دقت کرد، بنابراین در تعمیم نتایج آن باید با احتیاط عمل شود. بهتر است پژوهش­های دیگری جهت روایی و اعتبار بالاتر این ابزار انجام شود. ضمناً، نظر به اینکه این پژوهش در جامعۀ خاصی صورت گرفته است، پیشنهاد می­شود در فرهنگ­های دیگر نیز اجرا و موردبررسی قرار گیرد.

عدم تعارض منافع. تصریح می­گردد که در این پژوهش، هیچ­گونه تعارض منافعی وجود نداشته و این پژوهش با هزینه شخصی پژوهشگران انجام‌شده است.

تشکر و قدردانی. این تحقیق حاصل هزینه­های مالی و زمانی شخصی پژوهش­گران است و نیز مرهون زحمات افراد بسیاری، خصوصاً دانش­آموزانی است که در این پژوهش مشارکت داشته­اند. از تمام کسانی که در این مطالعه همکاری کرده­اند تشکر و قدردانی می­شود.



[1].emotional pressure

[2]. cohesiveness

[3]. expressiveness

[4]. conflict

[5]. sense of cohesiveness

[6]. emotional Expressiveness

[7]. suicide

[8]. the brief family relationship scale

[9]. ssuicidal behavior qquestionnaire-revised

[10]. suicidal ideation and attempt

[11]. communication of intent

[12]. Lisrel

[13]. Goodness of Fit Index

[14]. Adjusted Goodness of Fit Index

[15]. Comparative Fit Index

[16]. Root Mean Square Error Approximation

[17]. Root Mean Square Residual

[18].Inward Behavior

قربانی، کریم. (1384). تأثیر زوج‌درمانی عقلانی-رفتاری-عاطفی بر تعارضات عقلانی و فکری در مراجعه‌کنندگان به مراکز مشاوره اصفهان. پایان­نامۀ کارشناسی ارشد. دانشگاه اصفهان.

مینوچین، سالوادور. (1974). خانواده و خانواده‌درمانی، ترجمه ثنایی، باقر (1386)، تهران: امیرکبیر.

محسنین، شهریار؛ اسفیدانی، محمدرحیم. (1393). مدل­سازی معادلات ساختاری به کمک نرم‌افزار لیزرل. انتشارات کتاب مهربان.

 

References

Ak, M., Gülsün, M., & Özmenler, K. N. (2009). Özkiyim ve Kisilik/Suicide and Personality. Psikiyatride Guncel Yaklasimlar, 1(1), 45.

Are, F., & Shaffer, A. (2016). Family emotion expressiveness mediates the relations between maternal emotion regulation and child emotion regulation. Child Psychiatry & Human Development, 47(5), 708-715.

Arria, A. M., O'Grady, K. E., Caldeira, K. M., Vincent, K. B., Wilcox, H. C., & Wish, E. D. (2009). Suicide ideation among college students: A multivariate analysis. Archives of Suicide Research, 13(3), 230-246.

Beavers, W. R., & Hampson, R. B. (1990). Successful families: Assessment and intervention. WW Norton & Co.

Berman, A. L. (2009). Depression and suicide.

Brener, N. D., Hassan, S. S., & Barrios, L. C. (1999). Suicidal ideation among college students in the United States. Journal of consulting and clinical psychology, 67(6), 1004.

Conwell, Y., Duberstein, P. R., & Caine, E. D. (2002). Risk factors for suicide in later life. Biological psychiatry, 52(3), 193-204.

David Klonsky, E., Kotov, R., Bakst, S., Rabinowitz, J., & Bromet, E. J. (2012). Hopelessness as a predictor of attempted suicide among first admission patients with psychosis: a 10‐year cohort study. Suicide and Life-Threatening Behavior, 42(1), 1-10.

David, H. B., Matthew, K. N., Christine, B. C., & Halina, J. D. (2010). Disorders of impulse control and self-harm.

Fincham, F. D. (2003). Marital conflict: Correlates, structure, and context. Current Directions in Psychological Science, 12(1), 23-27.

Finney, J. W., & Moos, R. H. (1984). Environmental assessment and evaluation research: examples from mental health and substance abuse programs. Evaluation and program planning, 7(2), 151-167. ‏

Fok, C. C. T., Allen, J., Henry, D., & Team, P. A. (2014). The Brief Family Relationship Scale: A brief measure of the relationship dimension in family functioning. Assessment, 21(1), 67-72.

GhorbaniAmir, H., & AhmadiGatab, T. (2011). The study of relationship between child raising and self-esteem among both male and female students. Procardia-Social and Behavioral Sciences, 30, 2019-2026.

Givertz, M., & Segrin, C. (2014). The association between overinvolved parenting and young adults’ self-efficacy, psychological entitlement, and family communication. Communication Research, 41(8), 1111-1136.

Grevenstein, D., & Bluemke, M. (2015). Can the Big Five explain the criterion validity of Sense of Coherence for mental health, life satisfaction, and personal distress? Personality and Individual Differences, 77, 106-111.

Grish, J.H., Fincham. F. D (2001). Interpersonal Conflict and Child Development. Theory, Research and Application. Cambridge University Press.

Harris, E. C., & Barraclough, B. (1997). Suicide as an outcome for mental disorders: a meta-analysis. The British Journal of Psychiatry, 170(3), 205-228.

Helms, H. M. (2013). Marital relationships in the twenty-first century. In Handbook of marriage and the family (pp. 233-254). Springer, Boston, MA.

Kamp Dush, C. M., & Taylor, M. G. (2012). Trajectories of marital conflict across the life course: Predictors and interactions with marital happiness trajectories. Journal of family issues, 33(3), 341-368.

Kerpelman, J. L., McElwain, A. D., Pittman, J. F., & Adler-Baeder, F. M. (2016). Engagement in risky sexual behavior: Adolescents’ perceptions of self and the parent–child relationship matter. Youth & Society, 48(1), 101-125.

Kim, E., & Lee, M. (2013). The reciprocal longitudinal relationship between the parent-adolescent relationship and academic stress in Korea. Social Behavior and Personality: an international journal, 41(9), 1519-1531.

Koutra, K., Simos, P., Triliva, S., Lionis, C., & Vgontzas, A. N. (2016). Linking family cohesion and flexibility with expressed emotion, family burden and psychological distress in caregivers of patients with psychosis: A path analytic model. Psychiatry research, 240, 66-75.

Kupka, R. W., Altshuler, L. L., Nolen, W. A., Suppes, T., Luckenbaugh, D. A., Leverich, G. S., ... & Post, R. M. (2007). Three times more days depressed than manic or hypomanic in both bipolar I and bipolar II disorder. Bipolar disorders, 9(5), 531-535.

Lam, C. B., Solmeyer, A. R., & McHale, S. M. (2012). Sibling differences in parent–child conflict and risky behavior: A three-wave longitudinal study. Journal of Family Psychology, 26(4), 523.

Langeland, E., & Wahl, A. K. (2009). The impact of social support on mental health service users’ sense of coherence: A longitudinal panel survey. International journal of nursing studies, 46(6), 830-837.

Laura, H. Lippman and Bradford W. (2013). World family map. Mapping family change and child well-being outcomes. An International Report from. Al Report from.

Lester, D., & Lindsley, L. K. (1988). Inward and outward irritability in the suicidal inclined. The Journal of general psychology, 115(1), 37-39.

Ma J, Batterham PJ, Calear AL, Han J. (2016). A systematic review of the predictions of the Interpersonal–Psychological Theory of Suicidal Behavior. Clinical Psychology Review. 46:34-45.

McElwain, A. D., & Bub, K. L. (2015). Changes in Parent–Child Relationship Quality Across Early Adolescence: Implications for Engagement in Sexual Behavior. Youth & Society, 0044118X15626843.

McKinney, C., & Renk, K. (2011). A multivariate model of parent–adolescent relationship variables in early adolescence. Child psychiatry & human development, 42(4), 442-462.

Meiring, C. J. (2011). Just world beliefs, sense of coherence and proactive coping in parents with a child with autism (Doctoral dissertation, University of Pretoria).

Moos, R. & Moos, B. S. (1981). Family environment scale: Manual. Palo Alto: Consulting Psychologists Press.

Moos, R. H., & Moos, B. S. (1994). Family environment scale manual. Consulting Psychologists Press.

Morris, A. S., Silk, J. S., Steinberg, L., Myers, S. S., & Robinson, L. R. (2007). The role of the family context in the development of emotion regulation. Social development, 16(2), 361-388.

Mulyadi, S., Rahardjo, W., & Basuki, A. H. (2016). The Role of Parent-child Relationship, Self-esteem, Academic Self-efficacy to Academic Stress. Procedia-Social and Behavioral Sciences, 217, 603-608.

Nock, M. K., Borges, G., Bromet, E. J., Cha, C. B., Kessler, R. C., & Lee, S. (2008). Suicide and suicidal behavior. Epidemiologic reviews, 30 (1), 133-154.

Olson, D. H., & Gorall, D. M. (2006). Faces IV and the Circumflex model. Minneapolis, MN: Life Innovations.

Olson, D.H.,) 2000(. Circumflex Model of family systems. J. Fam. Ther.22(2), 144–167.

Olson, D.H.,1993. Circumflex Model of marital and family systems: assessing family functioning. In: Walsh, F. (Ed.), Normal Family Processes, 2nd ed. The Guilford Press, NewYork, pp.104–134.

Osman, A., Bagge, C. L., Gutierrez, P. M., Konick, L. C., Kopper, B. A., & Barrios, F. X. (2001). The Suicidal Behaviors Questionnaire-Revised (SBQ-R): validation with clinical and nonclinical samples. Assessment, 8(4), 443-454.

Payne, S., Swami, V., & Stanistreet, D. L. (2008). The social construction of gender and its influence on suicide: a review of the literature. Journal of Men's Health, 5(1), 23-35.

Pompili, M., Serafini, G., Innamorati, M., Möller-Leimkühler, A. M., Giupponi, G., Girardi, P & Lester, D. (2010). The hypothalamic-pituitary-adrenal axis and serotonin abnormalities: a selective overview for the implications of suicide prevention. European archives of psychiatry and clinical neuroscience, 260(8), 583-600.

Reynolds, F. D., O'leary, M. R., & Walker, R. D. (1982). Family environment as a predictor of alcoholism treatment outcome. International Journal of the Addictions, 17(3), 505-512. ‏

Rice, L. P. (1996). Intimate relationship marriage and family. California: Cole.

Sayers, S. L. Kohn, C. S., & Fresco, D. M. (2001). Marital conflict and depression in the context of marital discord. Cognitive therapy and research, 25 (6), 17-29.

Seiffge-Krenke, I., Overbeek, G., & Vermulst, A. (2010). Parent–child relationship trajectories during adolescence: Longitudinal associations with romantic outcomes in emerging adulthood. Journal of adolescence, 33(1), 159-171.

Trumpeter, N. N., Watson, P. J., O'Leary, B. J., & Weathington, B. L. (2008). Self-functioning and perceived parenting: Relations of parental empathy and love inconsistency with narcissism, depression, and self-esteem. The Journal of genetic psychology, 169(1), 51-71.

Vianna, V., Silva, E. A. D., & Souza-Formigoni, M. L. O. (2007). Portuguese version of the Family Environment Scale: application and validation. Revista de Saúde Pública, 41(3), 419-426. ‏

Volanen, S. M. (2011). Sense of coherence. Determinants and Consequences. Academic dissertation. Hjelt Institute, Department of Public Health, Faculty of Medicine, University of Helsinki, Helsinki, Finland.

Young, M. E., & Long, L. L. (1998). Counseling and therapy for couples. Thomson Brooks/Cole Publishing Co.

 

 

References in Persian

Rashid, S., Mikaeili, N., Kiani, A.R. (2018). The transition from suicide ideation, implementation and consideration to an actual attempt in Iranian cummunity. Journal of Death and Dying

Rashid, S., Kiani, A.R., Khorramdel, K., Gholami, F., & Senobar, L. (2016). The Relationship between Interpersonal Psychological Theory of Suicide Constructs (Loneliness, Perceived Social Support, Thwarted Belongingness and Burdensomeness) and Suicidal Behavior among Iranian Students. Health Education & Health Promotion, 4(2), 35-48. ‏