نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسنده
دانشیار آمار کاربردی، مؤسسه تحقیقات جمعیت کشور، تهران، ایران
چکیده
کلیدواژهها
عنوان مقاله [English]
نویسنده [English]
Background and Aim: A successful and stable marriage enhances the health and well-being of individuals. The children’s presence in a family, in addition to being couples’s special asset and investment, can play a significant role in reducing divorce rates. The present study aim was to compare the most important factors affecting the first marriage durability among divorced women with and without children, using frailty survival models.
Data and Method: This study utilized data from the first wave of the cross-sectional survey on divorce conducted by the National Organization for Civil Registration (2017-2018). The first marriage durability was analyzed for 469 divorced women without children and 756 divorced women with children, using Random Survival Forests and frailty survival models. The analysis was performed using SPSS, R, and Stata software.
Findings: Based on shared frailty Weibull models, father's survival status, woman’s and spouse’s marriage ages, and educational years significantly affected marriage durability for both groups. Variables such as mother's and spouse's educational years, employment status, emotional divorce, divorce petitioner, and residential place after divorce only affected marriage durability for divorced women without children. Variables such as father's educational years, number of spouse's siblings, first child’s age, number of children, and child’s custody status only affected marriage durability for divorced women with children.
Conclusion: The findings indicate that the duration of first marriages is longer among women with more children and those who have custody, which could be due to increased exit costs from the marriage, a reinforced commitment to family stability for the children, or socio-cultural pressures. However, as the age of the first child increases, the likelihood of divorce rises, which may reflect decreased parental reliance on family roles, the resurfacing of marital conflicts after the early child-rearing years, or new opportunities for the mother's economic and social independence. These trends suggest that family dynamics throughout the life cycle are intricately intertwined with divorce-related decisions.
Key Message: The mean durability of marriage for women without children is 77.46 months) ad women with children is 190.05 months. This significant difference can stem the presence of children substantially increases the costs of divorce (both financial and emotional) in less stable marriages; and parents' heightened commitment to maintaining a stable family environment and the potential role of the child as a cohesive factor in marital life in a more stable family environment.
کلیدواژهها [English]
مقدّمه و بیان مسأله
بــرای اکثــر افراد جامعه، احســاس شــادمانی در زندگــی بیش از جنبههــای دیگــر، وابســته بــه ازدواجــی موفــق و احســاس اطمینـان از پایـداری زندگـی زناشـویی اسـت که ایـن شـادکامی میتوانـد بـا تولـد فرزنـدان و ایفـای نقــش پــدری و مــادری توســط زوجیــن فزونــی یابــد. ازدواج موفــق و تشــکیل خانــواده پایــدار و بــادوام، نقشـی مهـم و اساسـی بـر میـزان سـلامت روانـی و جسـمانی، رضایـت از زندگـی زناشـویی، موفقیـت شـغلی، ارتباطـات مؤثـر اجتماعـی، فرزنـدآوری، سـلامت فرزنـدان و کیفیـت رابطـه بیـن مادر و فرزنـد دارد. در مقابـل عـدم احسـاس اطمینـان از پایـداری زندگـی زناشـویی نـه تنهـا برکنشهـای روانـی- اجتماعـی زن و شـوهر و افزایـش میـزان طـلاق بلکـه بـر وضعیـت روحـی فرزنـدان، آینـده آنهـا و نیـز میـل آنهـا بـه داشـتن فرزنـد اثـر منفـی دارد. فرزندآوری، مهمتریـن واقعـه بعـد از ازدواج اسـت و نقـش تعییـن کننـدهای در تکمیـل روابـط و نقشهای درون خانوادگـی دارد. در واقع فرزندآوری خطر بیثباتی رابطه زناشویی را کاهش میدهد و در مقابل نیز بیثباتی رابطه زناشویی، از احتمال فرزندآوری در آینده میکاهد (موســوی، 1394).
در ایران، هرچند برخی پژوهشها نشان میدهند که برخلاف تصور رایج، وضعیت طلاق در ایران مسألهای بحرانی نیست و با افزایش جمعیـت زنـان متأهـل، انتظـار افـزایش میـزان طلاق در جامعه نیز میرود (خانی، 1404)، مطالعه دوام ازدواج و احتمال طلاق در سالهای اخیر از جنبههای گوناگون اهمیت یافته است؛ از یکسو، طلاق عمدتأً به دلیل پیامدهای اجتماعی متعددی (مانند فروپاشی نهاد خانواده، افزایش گرایش به رفتارهای کجروانهای مانند مصرف مواد مخدر، خودکشی و کاهش سلامت روانی) که به دنبال دارد و گروههای مختلفی را که در سطوح خرد (زن و مرد مطلقه، فرزندان طلاق و خانواده و اطرافیان زوجین طلاق گرفته) و کلان (سیاستگذاران، دادگاههای خانواده و نهادهای حمایتی) تحت تأثیر قرار میدهد، همواره از نظر اجتماعی دارای اهمیت فراوان بوده است. از سوی دیگر، طلاق میتواند منجر به کاهش فرزندآوری میگردد، در نتیجه، با توجه به اینکه امــروزه پی بــردن بــه علــل و عوامــل مؤثــر بــر کاهــش ســریع و بیســابقه بــاروری، بــه یکــی از مهمتریــن حوزههــای مــورد علاقــه پژوهشگران اجتماعــی و نیــز دغدغههــای سیاســتگذاران و برنامهریــزان تبدیــل شــده اســت، اهمیت مطالعه عوامل مؤثر بر دوام زندگی و احتمال طلاق دو چندان میگردد. با توجه به تأثیرات مثبت و منفی حضور فرزند بر بقای ازدواج زنان و تفاوتهای ویژگیهای زنان با و بدون فرزند، تعداد محدود پژوهشهای مرتبط با مدلسازی بقای ازدواج آنان و تفاوت در روششناسی مطالعات انجام شده (ترابی و رنجبریبیوردی، 1402؛ ایمانزاده و همکاران، 1400)، لزوم تفکیک مدلسازی بقای ازدواج زنان این دو گروه، ضروری مینماید. هدف از مطالعه حاضر، استفاده از جنگلهای تصادفی بقا در انتخاب مهمترین متغیرهای پیشبین بقای ازدواج زنان مطلقه و مقایسه عوامل مؤثر بر دوام ازدواج زنان به نفکیک دو گروه با استفاده از مدلهای شکنندگی بقا میباشد.
پیشینه تجربی
برخی پژوهشگران نشان دادند که بیـن اطمینـان از ثبـات و پایـداری زندگـی زناشـویی و تصمیـم، میــل و اقــدام بــه فرزنــدآوری ارتباط وجــود دارد (Parr, 2010; Winkler-Dworak et al., 2017). لایف بروئر[1] (2005) نشان داد که عدهای از زوجین انتظار دارند که به دنیا آوردن یک فرزند رابطه آنها را با شریک زندگیشان بهتر کند. در واقع فرزندآوری خطر بیثباتی رابطه زناشویی را کاهش میدهد و زوجین را از اقدام به طلاق باز میدارد (صادقی و سرایی، 1395). داشتن فرزند، خود به منزله سرمایه ویژه زوجین است و در صورتی که آنها با هم زندگی کنند، منافع این سرمایه بیشتر میشود (Wagner & Weiss, 2006). همچنین، نتیجه مطالعه زو، یو و کیو[2] (2015) نشان داد که هزینههای طلاق برای زنان مطلقه در زنان دارای فرزند، بیشتر میباشد. واگنر و ویس[3] (2006) در بررسی خود دریافتند که احتمال طلاق در خانوادههایی که فرزندان خردسال دارند کمتر است و براساس یافته غیاثی، معین و روستا (1389) زنان بدون فرزند میزان گرایش به طلاق بیشتری نسبت به زنان دارای سه فرزند و بیشتر داشتند. از آنجا که زنان دارای فرزند همواره دلبستگیهای خاصی نسبت به فرزندان خود دارند، این امر باعث شده که آنان با وجود ناملایمات زندگی تا جای ممکن تن به جدایی و طلاق ندهند و به خاطر فرزند خود به زندگی مشترک ادامه دهند (ساروخانی، 1376). مطالعات هیویت[4] (2006) در استرالیا و برناردی و مارتین-پستور[5] (2011) در اسپانیا نشان دادند که احتمال طلاق با داشتن فرزند رابطه معکوس دارد. رابطه منفی بین تعداد فرزندان و خطر طلاق در مطالعات انجام گرفته در سایر کشورها نیز تأیید شده است (Yi et al., 2002; Jalovaara, 2001; Coppola & Di Cesare, 2008).
فرزندآوری و تعهد والدینی یک رویداد مهم است که از یکسو هیجان و شادی ایجاد میکند؛ اما اغلب با استرس و گذار به والدینی، میتواند بهعنوان یک چالش جدی برای ثبات ازدواج زوجین تبدیل شود. کارمچیل و ویتاکار[6] (2007) نشان دادند که تولد فرزند اثر منفی بر روابط زوجین خواهد داشت. ابدل ساتر[7] (2022) در برآورد بقای ازدواج زوجین در آمریکا نشان داد که فرزندآوری بقای ازدواج را کاهش میدهد. زو یو و کیو (2015) به این نکته اشاره کردند که وجود فرزندان احتمال طلاق را کاهش میدهد؛ اما افزایش آن میتواند باعث کاهش نسبی ریسک طلاق گردد. عسکری ندوشن، شمس قهفرخی و شمس قهفرخی (1398) معتقدند که تعداد فرزندان و خطر طلاق دارای یک رابطه غیرخطی U شکل است و تعداد فرزندان زیاد یا بسیار کم برای پایداری یک ازدواج، مطلوب نیست. با افزایش تعداد فرزندان، بار تربیت فرزندان بهطور فزایندهای سنگین میشود و تأثیر منفی آنان نیز افزایش مییابد. بنابراین، رابطه غیرخطی تعداد فرزندان و خطر طلاق ممکن است، واقعیتر باشد.
ملاحظات نظری
در این بخش به مرتبطترین دیدگاههای نظری در خصوص متغیرهای پیشبـین در ایـن مطالعـه، پرداخته میشود. نظریه مدرنیزاسیون[8] فرایندی اسـت کـه طـی آن ارزشها، نگرشها، اعمال و ساختارهای اجتماعی سنتی از بین رفته و دیدگاههای مدرن جایگزین آنها میشود. جـامعه مدرن، همان جامعه توسعهیافته است و طبق دیدگاه اینگلهارت ارزشهایی همانند سکولاریزم، عقلانیت، علمگرایی و خوشبینی در آن وجود دارد (Nilsson, 2004). مـدرنیزاسیون تأثیرات وسیعی بر روی ساختارهای سیاسی، اقتصادی و اجتماعی جامعه بر جای میگذارد. در جریان مدرنیزاسیون، خانوادهمحوری به فردمحوری تبدیل شده و این فردمحوری، بهبود موقعیت زنـان، گـسترش تحصیلات عمومی، شهرنشینی و ازدواجهای بـا انـتخاب آزاد و تـشکیل خانواده درسنین بـالاتر را تـشویق میکند. مدرنیزاسیون با تـغییر ایـدهها و نگرشهای افراد جامعه نیز همراه است. بهطوریکه در دنیای مدرن امروزی، افراد به نگرشهای بـه خصوصی در زمینه انتخاب همسر دست یافتهاند کـه دایـره انتخاب هـمسر را مـحدود میکند. نظریه گذار دوم جمعیتشناختی[9]: عوامل زمینهساز گذار دوم جمعیتی را میتوان بـه تغییـرات در سـطح جامعـه، تغییـرات در سـطح خانواده و تغییرات در سطح فرزندآوری تفکیک نمود (Lesthaeghe, 2010). مطابق با این رویکرد، افزایش سن ازدواج و در آنسو، افزایش طلاق و ناپایداری ازدواجها، پاسخی است به مجموعه تغییرات رُخداده در سطح جامعه و ساختارهایی که این گونه تغییرات را برمیتابند.
نظریه مبادله اجتماعی[10] یک نظریه جامعهشناختی و روانشناختی است که رفتار اجتماعی را در تعامل دو طرف مورد بررسی قرار میدهد (فاتحی دهاقـانی و نظری،1390). براساس این نظریه، ثبات خانواده و فروپاشی آن از طریق سه بعد قابل دستیابی است: اول، روندهای استانداردشدهای که براساس اجتماعی شدن، شباهت و نزدیک شدن به ارزشها و انگیزهها ساخته شدهاند. دوم روندهای شناختی که در باورها، ارزشها و تمایلات فرد نمود پیدا میکنند و سوم رابطه متقابلی که مبتنی بر مبادله ارزشها، هزینهها، منافع و انتظارات مادی و اخلاقی هر یک از طرفین در روابط زناشویی است. اساساً طلاق در نتیجه نرسیدن به هر شکلی از انتظارات قبلی و ناتوانی در یافتن برابری در مبادله منافع اتفاق میافتد (Al-Khataybeh, 2002).
نظریه همسان همسری[11] بر همسان بودن زوجین از لحاظ تحصیلی، سنی و پایگاه اقتصادی و اجتماعی تأکید میشود. هر چه زوجین تمایز ارزش و هنجار بیشتری با هم داشته باشند امکان ناپایداری و خطر جدایی در روابطشان بیشتر میشود (کاظمی و قاسمی، 1402). نظریه یادگیری اجتماعی[12]، توسط بندورا[13] در سال 1977 توسـعه یافـت. براساس این نظریه، وقتی آمار طلاق افزایش یابـد، از قـبح آن کاسته شده و روز به روز تعداد آن بیشتر میشود؛ بهعنوان مثال؛ احتمال طلاق فرزندان بـا تجربـه طلاق والدین در آینده، بیشتر است. نظریه نظامها[14] نوسط گرگوری باتسن[15] و دان جکسون[16] مطرح شد که خانواده را فراتر از مجموعه اعضایش شـامل افـراد عضـو آن، شخصـیتها، ویژگیهـا و روابط بین آنها در نظر میگیرد. در این نظریه، خانواده یک نظـام اجتماعی متشکل از روابط پویا و وابسته است که هر عضو این نظام از اعمال دیگر اعضـا و نیـز کیفیت تعاملات بین دیگر اعضای خانواده تأثیر میپذیرد (عنایت، نجفی اصل و زارع، 1392). درواقع، زمانیکه یک زوج ازدواج میکنند و یا طلاق میگیرند، بیش از یـک زن و شوهر ازدواج میکنند و یا طلاق میگیرند.
نظریه چرخه زندگی زناشویی[17] با تقسیمبندی مراحل زندگی، تغییرات، تنشها و نقشهای خاص هر مرحله، به بررسی تفاوتها در سطح رضایتمندی زناشویی که ناشی از تغییرات دورههای مختلف است، میپردازد. این نظریه حاکی از آن است که بین رضایت از ازدواج و دورههای زندگی رابطهای منحنی شکل وجود دارد که طبق آن با تولد فرزندان و در دورهای کوتاه از میانسالی، رضایت از ازدواج کاهش مییابد و سپس با رشد فرزندان، رضایت از زندگی به نحو چشمگیری افزایش مییابد (برناردز، 1384).
نظریه کارکردگرایی ساختی[18] بر چگونگی شـکلگیری رفتارهـای فـردی از طریـق سـاختارها متمرکز است. اگر چه افراد در عمل امکان انتخاب دارند، ولی انتخابها از طریق سـاختارها ایجـاد میشوند. اقتصاد و خانواده بهعنوان دو نهاد اجتماعی مـرتبط و پیوسـته در نظـام اجتمـاعی، رابطـه زوجین را بهطور متفاوت تحت تأثیر قرار میدهند (اسکیدمور، 1385). شکل (1) مدل مفهومی عوامل مؤثر بر دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند و دارای فرزند را نشان میدهد.
با توجه به مرور دیدگاههای نظری، مدل مفهومی در شکل (1) استخراج شد که در آن متغیرهای مربوط (ویژگیهای) به زنان و همسران آنان براساس نظریههای مدرنیزاسیون، گذار دوم جمعیتی و کارکردگرایی، خانوادههای زنان و همسران آنان براساس نظریههای یادگیری اجتماعی و نظامها، همسانهمسری براساس نظریه همسانهمسری، ازدواج براساس نظریههای مدرنیزاسیون و چرخه زندگی زناشویی، طلاق براساس نظریههای مدرنیزاسیون، یادگیری اجتماعی و نظامها و اوقات فراغت براساس نظریههای مدرنیزاسیون و مبادله انتخاب شدند. با توجه به هدف مطالعه حاضر با استفاده از روشهای تحلیل بقا به مقایسه مهمترین تعیینکنندههای دوام ازدواج اول زنان مطلقه در این دو گروه پرداخته شد. لازم به ذکر است که به منظور سنجش متغیرهای کلان استانی شامل نرخ طلاق متأهلین و شاخص توسعه انسانی به ترتیب از سالنامه آماری سازمان ثبت احوال (1398) و مطالعه افقه، آهنگری و عسکری پورلاهیجی (1399) که در آن شاخص توسعه انسانی استانهای ایران برآورد شده است، استفاده گردید.
روش و دادههای پژوهش
با توجه به تغییرات عمدهای که در سالهای اخیر در روند شکلگیری ازدواج و طلاق در ایران صورت گرفته است؛ اجرای موج اول طرح پیمایش ازدواج و طلاق در دستور کار «دفتر آمار و اطلاعات جمعیتی و مهاجرت» در سازمان ثبت احوال با هدف بررسی روند تغییرات اجتماعی، اقتصادی و فرهنگی جمعیت در معرض این دو رویداد قرار گرفت. نمونهها در این پیمایش مقطعی که در پاییز 1396 تا پاییز 1397 اجرا شد، با استفاده از روش نمونهگیری سهمیهای متناسب با تعداد طلاقهای ثبتشده در مراکز استانها در سال 1395 (با ضریب اطمینان 99 درصدی) انتخاب و اطلاعات آنها در کلیه استانهای کشور از طریق پرسشگری با استفاده از پرسشنامه ساختاریافته از زوجینی که برای ثبت طلاق به دفترخانههای مراکز استانها مراجعه نموده بودند، جمعآوری شدند. در مطالعه حاضر که تحلیل ثانویه موج اول پیمایش مذکور است، از میان 1504 پرسشنامه مربوط به طلاق ازدواج مرتبه اول زنان، به ترتیب 469 و 756 پرسشنامه مربوط به زنان مطلقه بدون فرزند و دارای فرزند بود که در این مطالعه مورد بررسی قرار گرفت.
|
متغیرهای کلان استانی 1-میزان طلاق متأهلین 2-شاخص توسعه انسانی
|
|
متغیرهای مربوط به فرزند* 1-تعداد فرزندان 2-سن فرزند اول 3-وضعیت حضانت فرزند 4- جنسیت فرزند اول 5-تأمین هزینه فرزند در حضانت |
|
متغیرهای مربوط به خانوادههای زنان مطلقه و همسران آنان 1-سطح تحصیلی والدین 2- وضعیت شغلی والدین 3- قومیت پدر خانواده 4- زبان اول خانواده |
|
متغیرهای مربوط به زنان مطلقه و همسران آنان 1- وضعیت شغلی 2-وضعیت تحصیلی 3-سطح تحصیلی 4-تعداد خواهر و برادر 5-سن ازدواج 6- مذهب |
|
متغیرهای مربوط به گذران وقت زنان مطلقه (تعداد ساعات در هفته) 1- گذران وقت فرهنگی (تماشای تلویزیون و ماهواره، گوش دادن به موسیقی، رفتن به سینما، مطالعه، استفاده از شبکه مجازی و انجام ورزش) 2- گذران وقت اشتغال (شرکت در کلاسهای آموزش شغلی و کاری) 3- گذران وقت یادگیری (شرکت در کلاس آموزشی) 4- انجام امور مذهبی 5- دیدار اقوام 6- همصحبتی با همسر |
|
متغیرهای مربوط به زنان مطلقه 1-وضعیت زنده بودن والدین 2-قومیت مادر 3-نوع مسکن 4-محل سکونت 5-وضعیت خویشاوندی 6-درآمد خانواده 7-درآمد خانواده پدری |
|
متغیرهای همسان همسری (همکوفی) 1- سن ازدواج 2- تعداد خواهر و برادر 3- تحصیلات والدین 4- مذهبی 5- قومی 6- وضعیت تحصیلی 7-تحصیلات 8-وضعیت شغلی 9- تاریخچه طلاق در خانواده 10- تعداد طلاقهای رخداده در خانواده 11- زبانی
|
|
متغیرهای مربوط به ازدواج 1-تصمیمگیرنده ازدواج 2-تعداد سالهای آشنایی غیررسمی و رسمی 3-نحوه آشنایی 4-مشاوره قبل ازدواج 5-رضایت از رابطه زناشویی
|
|
دوام ازدواج اول زنان مطلقه |
|
متغیرهای مربوط به طلاق 1-مسکن بعد از طلاق 2- نوع طلاق 3-متقاضی طلاق 4-حق طلاق 5-طلاق عاطفی 6-متقاضی مهریه 7-تابآوری ازدواج 8-تعداد مشاوره پس از آغاز مشکلات زناشویی 9-دخالت والدین 10-تمایل به دیدار همسر پس از طلاق 11-تمایل به ازدواج مجدد 12-پشیمانی از طلاق 13-علت طلاق 14-تعداد طلاق در خانواده 15-تعداد طلاق در خانواده همسر
|
شکل 1- مدل مفهومی عوامل مؤثر بر دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند و دارای فرزند
* متغیرهای مربوط به فرزند، تنها در مدل زنان مطلقه دارای فرزند وارد شدهاند
هر دو گروه بـا اسـتفاده از روشهای ناپارامتری جنگل بقا براساس متغیرهای پیشبین شکل (2) انتخاب شدند. پژهشهای متعددی به کارایی الگوریتم قانون افراز رتبه لگاریتمی[19] (RSF) جنگل تصادفی بقا بهعنوان یک مدل درختی گروهی ناپارامتری در کاهش حجم متغیرهای پیشبین و تعیین مهمترین تعیینکنندههای دادههای بقای در تحلیلهای گوناگون از جمله تحلیل فاصله ازدواج تا فرزندآوری پرداختند (باقری و سعادتی، 1398؛ Saadati & Bagheri ,2020a, 2020b).
اغلب در مطالعاتی که هدف، مطالعه زمان تا رخداد واقعه مورد نظر است، از روشهای تحلیل بقای متداول شامل روشهای ناپارامتری، نیمهپارامتری و پارامتری بقا استفاده میشود (باقری و سعادتی، 1403 الف). در اکثر این مطالعات برخلاف واقع، فرض میشود که همه افراد در نمونه به صورت مشابه در معرض خطراتی مانند مرگ یا طلاق قرار دارند؛ در این شرایط استفاده از مدلهای متداول تحلیل بقا، باعث بیشبرآوردی[20] پارامترهای مدل و کاهش دقت نتایج میشوند که برای اصلاح آن باید از مدلهای شکنندگی بقا در تحلیل دادهها استفاده شود. در این مدلها، شکنندگی، یک عامل ناشناخته است که به صورت یک مؤلفه تصادفی در مدل وارد میشود. در مدل شکنندگی مشترک فرض میشود که گروههایی از افراد که در گروههای همسان قرار دارند دارای شکنندگی یکسان میباشند. در مدل شکنندگی مشترک، تابع خطر شرطی برای j امین فرد از kامین گروه را میتوان با استفاده از معادله (1) در نظر گرفت:
معادله (1)
که در آن وابسته به متغیر پیشبین فرد میباشد و شکنندگی ، مربوط به گروه kام است که نشان میدهد افراد در گروههای یکسان، شکنندگی مشترکی دارند. شکنندگی یک اثر ضربی مشاهده نشده روی تابع خطر است که براساس آن افراد با شکنندگیهای 1< یا 1> نسبت به افراد با شکنندگی 1= ، به ترتیب دارای مخاطرات بیشتر (احتمال بقای کمتر) و کمتر (احتمال بقای بیشتر) هستند (Bagheri & Saadati, 2021؛ باقری و سعادتی، 1398).
در این مطالعه با توجه به تفاوت شاخص توسعه انسانی و نرخ طلاق متأهلان در استانهای مختلف کشور و با فرض مشابهت ویژگیهای زنان در هر استان از مدل شکنندگی بقا براساس این دو شاخص برای تحلیل دادهها استفاده و مدل نهایی براساس معیارهای آکائیک[21] (AIC) و اطلاع بیـزی[22] (BIC) انتخاب شد (باقری و سعادتی، 1401، 1402 و 1403ب).
یافتههای پژوهش
نتایج نشان داد که برآورد میانه دوام ازدواج اول زنان مطلقه دارای فرزند (175 ماه) بیشتر از بدون فرزند (67 ماه) میباشد. در این مطالعه، از الگوریتم قانون افراز رتبه لگاریتمی جنگل تصادفی بقا (RSF) برای بررسی عوامل مؤثر بر دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند و دارای فرزند استفاده شد که نتایج آن در جدول (1) ارائه شده است. لازم به ذکر است که بهدلیل عدم حضور کلیه متغیرهای همسانهمسری در تحلیل دوام ازدواج اول زنان مطلقه در هر دو گروه، در این جدول از گزارش آنها صرفنظر شده است.
جدول (2) درصد فراوانی متغیرهای پیشبین منتخب در مطالعه را برای هر دو گروه زنان مینماید. پس از انتخاب مهمترین متغیرهای مؤثر بر دوام ازدواج زنان مطلقه، ابتدا مدل مخاطرات متناسب کاکس روی خطر طلاق هر دو گروه براساس این متغیرها برازش شد. سپس به منظور بررسی پیشفرض مخاطرات متناسب[23] (PH) که برای دستیابی به مدلی کارا لازم است از آزمون اشنوفیلد[24] برای آزمون وابستگی به زمان متغیرهای پیشبین هر دو مدل استفاده شد. براساس این آزمون در مدل اول، متغیرهای شاخص توسعه انسانی، تعداد سالهای تحصیل، سن ازدواج، وضعیت شغلی، تعداد سالهای تحصیل پدر، وضعیت زنده بودن پدر، سن ازدواج همسر، تعداد سالهای تحصیل همسر، طلاق عاطفی، متقاضی طلاق و تعداد ساعات گذران وقت اشتغال وابسته به زمان بودند (05/0>p-مقدار). نتایج آزمون کلی نیز که به بررسی وابستگی کلیه متغیرهای پیشبین با زمان میپردازد این موضوع را تأیید نمود (001/0>p-مقدار)، در نتیجه فرض PH در این مدل برقرار نیست و نتایج آن از کارایی لازم برخوردار نیستند. نتایج آزمون وابستگی به زمان در مدل (۲) نیز نشان داد که میان متغیرهای شاخص توسعه انسانی، تعداد خواهر و برادر، تعداد سالهای تحصیل، سن ازدواج، تعداد سالهای آشنایی غیررسمی، محل سکونت بعد از طلاق، تعداد ساعات دیدار اقوام، سن فرزند اول و حضانت فرزند با زمان وابستگی وجود دارد (05/0>p-مقدار). نتایج آزمون کلی نیز این موضوع را تأیید نمود (001/0>p-مقدار)، در نتیجه فرض PH در این مدل نیز برقرار نیست و نتایج آن از کارایی لازم برخوردار نیستند.
جدول 1-فهرست متغیرهای پیشبین منتخب در تحلیل دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند (گروه 1) و دارای فرزند (گروه 2)
|
متغیرهای پیشبین مطالعه |
متغیرهای پیشبین منتخب در تحلیل دوام ازدواج اول زنان مطلقه |
||
|
بدون فرزند (گروه 1) |
دارای فرزند (گروه 2) |
||
|
خانوادههای زنان مطلقه و همسران آنان |
1- تعداد سالهای تحصیل پدر 2- تعداد سالهای تحصیل مادر 3- وضعیت شغلی پدر 4- قومیت پدر 5-زبان اول خانواده 6- تعداد سالهای تحصیل پدر همسر 7- تعداد سالهای تحصیل مادر همسر 8- وضعیت شغلی پدر همسر 9- قومیت پدر همسر 10- زبان اول خانواده همسر |
1-تعداد سالهای تحصیل مادر 2-تعداد سالهای تحصیل پدر 3-تعداد سالهای تحصیل مادر همسر4-تعدادسالهای تحصیل پدر همسر |
1-تعداد سالهای تحصیل مادر 2-تعداد سالهای تحصیل پدر 3-تعداد سالهای تحصیل مادر همسر 4-تعداد سالهای تحصیل پدر همسر |
|
زنان مطلقه |
1-وضعیت زنده بودن پدر 2-وضعیت زنده بودن مادر 3-قومیت مادر 4-مسکن ملکی 5-محل سکونت 6-وضعیت خویشاوندی 7-درآمد خانواده 8-درآمد خانواده پدری |
1-وضعیت زنده بودن پدر |
1-وضعیت زنده بودن پدر 2-وضعیت زنده بودن مادر |
|
گذران وقت زنان مطلقه در هفته |
1- تعداد ساعات گذران وقت فرهنگی 2-تعداد ساعات گذران وقت اشتغال 3- تعداد ساعات گذران وقت یادگیری 4-تعداد ساعات انجام امور مذهبی 5- تعداد ساعات دیدار اقوام 6- تعداد ساعات همصحبتی با همسر |
1-تعداد ساعات گذران وقت اشتغال 2-تعداد ساعات همصحبتی با همسر 3-تعداد ساعات گذران وقت فرهنگی 4-تعداد ساعات دیدار اقوام 5-تعداد ساعات انجام امور مذهبی 6-تعداد ساعات گذران وقت یادگیری |
1-تعداد ساعات گذران وقت فرهنگی 2-تعداد ساعات همصحبتی با همسر 3-تعداد ساعات دیدار اقوام 4-تعداد ساعات گذران وقت یادگیری |
|
زنان مطلقه و همسران آنان |
1- وضعیت شغلی 2-سطح تحصیلی 3-تعداد خواهر و برادر 4-سن ازدواج 5- وضعیت شغلی همسر 6-سطح تحصیلی همسر 7-تعداد خواهر و برادر همسر 8-سن ازدواج همسر |
1-سن ازدواج 2-سن ازدواج همسر 3-تعداد سالهای تحصیل 4-تعداد خواهر و برادر 5-تعداد سالهای تحصیل همسر6-وضعیت شغلی 7-تعداد خواهر و برادر همسر |
1-سن ازدواج 2-سن ازدواج همسر 3-تعداد سالهای تحصیل 4-تعداد خواهر و برادر 5-تعداد خواهر و برادر همسر 6-تعداد سالهای تحصیل همسر |
|
طلاق |
1-محل سکونت بعد از طلاق 2-متقاضی طلاق 3-حق طلاق 4-متقاضی مهریه 5- تابآوری ازدواج 6-تعداد مشاوره پس از آغاز مشکلات زناشویی 7-دخالت والدین 8-تمایل به دیدار همسر پس از طلاق 9-تمایل به ازدواج مجدد 10-علت طلاق 11-تعداد طلاق در خانواده 12- طلاق عاطفی 13-تعداد طلاق در خانواده همسر |
1-طلاق عاطفی 2-تعداد مشاورههای بعد از آغاز مشکلات زناشویی 3-متقاضی طلاق 4-محل سکونت بعد از طلاق |
1-محل سکونت بعد از طلاق 2-طلاق عاطفی |
|
ازدواج |
1-تصمیمگیرنده ازدواج 2-تعداد سالهای آشنایی غیررسمی 3-تعداد سالهای آشنایی رسمی 4-نحوه آشنایی 5-مشاوره قبل ازدواج 6- رضایت از رابطه زناشویی |
1-تعداد سالهای آشنایی رسمی 2-تعداد سالهای آشنایی غیررسمی |
1-تعداد سالهای آشنایی غیررسمی |
|
فرزند (در مدل دارای فرزند) |
1-تعداد فرزندان 2-سن فرزندان اول 3-وضعیت حضانت فرزند 4- جنسیت فرزند اول 5-تأمین هزینه فرزند در حضانت |
-- |
1-سن فرزند اول 2-تعداد فرزندان 3-وضعیت حضانت فرزند 4-تأمینکننده هزینه فرزند در حضانت |
|
کلان استانی |
1-میزان طلاق متأهلین 2-شاخص توسعه انسانی |
1-میزان طلاق متأهلین 2-شاخص توسعه انسانی |
1-میزان طلاق متأهلین 2-شاخص توسعه انسانی |
جدول 2 –درصد فراوانی متغیرهای پیشبین منتخب مربوط به زنان مطلقه بدون فرزند و دارای فرزند
|
خانواده زنان و همسران آنها |
|||||||
|
دارای فرزند |
بدون فرزند |
متغیر |
دارای فرزند |
بدون فرزند |
متغیر |
||
|
43/9 |
28/8 |
بیسواد |
سطح تحصیلی پدر همسر |
29/4 |
19/0 |
بیسواد |
سطح تحصیلی پدر زن |
|
22/8 |
18/8 |
ابتدایی |
24/3 |
22/4 |
ابتدایی |
||
|
13/0 |
20/7 |
راهنمایی |
18/0 |
23/9 |
راهنمایی |
||
|
10/7 |
18/8 |
دبیرستان و دیپلم |
16/8 |
23/2 |
دبیرستان و دیپلم |
||
|
4/9 |
7/2 |
دانشگاهی |
7/1 |
8/5 |
دانشگاهی |
||
|
52/5 |
34/1 |
بیسواد |
سطح تحصیلی مادر همسر |
37/7 |
22/4 |
بیسواد |
سطح تحصیلی مادر زن |
|
21/7 |
22/0 |
ابتدایی |
26/7 |
29/0 |
ابتدایی |
||
|
11/4 |
17/7 |
راهنمایی |
16/1 |
20/5 |
راهنمایی |
||
|
8/3 |
17/7 |
دبیرستان و دیپلم |
13/2 |
21/1 |
دبیرستان و دیپلم |
||
|
1/9 |
2/8 |
دانشگاهی |
2/4 |
4/1 |
دانشگاهی |
||
|
مربوط به زنان مطلقه |
|||||||
|
83/5 |
89/3 |
زنده |
وضعیت زنده بودن مادر |
64/2 |
81/7 |
زنده |
وضعیت زنده بودن پدر |
|
13/5 |
10/7 |
فوت شده |
33/7 |
18/3 |
فوت شده |
||
|
گذران وقت زنان مطلقه |
|||||||
|
59/5 |
62/5 |
انجام نمیدهد |
تعداد ساعات انجام امور مذهبی |
32/4 |
26/9 |
دیدار ندارند |
تعداد ساعات دیدار اقوام |
|
31/9 |
29/0 |
0-5 |
44/8 |
48/8 |
0-5 |
||
|
4/8 |
4/3 |
5-10 |
13/0 |
13/2 |
5-10 |
||
|
0/5 |
0/6 |
10-15 |
2/9 |
3/2 |
10-15 |
||
|
0/1 |
0/6 |
15 و بیشتر |
3/8 |
5/1 |
15 و بیشتر |
||
|
56/6 |
3/66 |
شاغل نیست |
تعداد ساعات گذران وقت اشتغال
|
26/1 |
19/0 |
همصحبتی ندارد |
تعداد ساعات همصحبتی با همسر |
|
5/6 |
5/4 |
0-5 |
64/9 |
71/0 |
0-5 |
||
|
4/4 |
9/1 |
5-10 |
4/0 |
5/1 |
5-10 |
||
|
1/9 |
1/1 |
10-15 |
0/9 |
0/6 |
10-15 |
||
|
24/7 |
9/20 |
15 و بیشتر |
1/1 |
1/9 |
15 و بیشتر |
||
|
3/6 |
1/9 |
ندارد |
تعداد ساعات گذران وقت فرهنگی |
90/6 |
84/0 |
کلاس آموزشی نمیرود |
تعداد ساعات گذران وقت یادگیری |
|
14/4 |
9/8 |
0-5 |
5/0 |
10/4 |
0-5 |
||
|
15/5 |
12/6 |
5-10 |
0/9 |
2/1 |
5-10 |
||
|
11/9 |
10/2 |
10-15 |
4/0 |
0/4 |
10-15 |
||
|
51/3 |
62/3 |
15 و بیشتر |
0/0 |
0/2 |
15 و بیشتر |
||
|
ازدواج |
|||||||
|
72/4 |
69/1 |
0 |
تعداد سالهای آشنایی رسمی |
81/0 |
79/5 |
0 |
تعداد سالهای آشنایی غیررسمی |
|
14/2 |
16/8 |
1 |
7/1 |
6/4 |
1 |
||
|
13/5 |
14/1 |
بیشتر از 1 سال |
11/9 |
14/1 |
بیشتر از 1 سال |
||
|
100 |
100 |
کل |
100 |
100 |
کل |
||
جدول 2– درصد فراوانی متغیرهای پیشبین منتخب مربوط به زنان مطلقه بدون فرزند و دارای فرزند (ادامه)
|
زنان مطلقه و همسران آنها |
|||||||
|
دارای فرزند |
بدون فرزند |
متغیر |
دارای فرزند |
بدون فرزند |
متغیر |
||
|
81/0 |
80/8 |
شاغل |
وضعیت شغلی همسر |
7/37 |
25/8 |
شاغل |
وضعیت شغلی |
|
18/3 |
19/2 |
غیرشاغل |
3/62 |
74/2 |
غیرشاغل |
||
|
7/3 |
9/1 |
بیسواد |
سطح تحصیلی همسر |
9/1 |
6/0 |
بیسواد |
سطح تحصیلی |
|
0/14 |
4/6 |
ابتدایی |
0/11 |
9/4 |
ابتدایی |
||
|
5/24 |
9/17 |
راهنمایی |
7/16 |
4/10 |
راهنمایی |
||
|
7/40 |
8/45 |
دبیرستان و دیپلم |
45/5 |
49/0 |
دبیرستان و دیپلم |
||
|
16/9 |
2/27 |
دانشگاهی |
24/5 |
34/8 |
دانشگاهی |
||
|
6/3 |
14/1 |
0-1 |
تعداد خواهر و برادر همسر
|
6/7 |
14/7 |
0-1 |
تعداد خواهر و برادر |
|
28/6 |
35/8 |
2-3 |
34/4 |
42/2 |
2-3 |
||
|
29/8 |
28/8 |
4-5 |
28/2 |
26/9 |
4-5 |
||
|
33/9 |
19/6 |
6 و بیشتر |
29/9 |
15/6 |
6 و بیشتر |
||
|
15/1 |
12/4 |
کمتر از 20 سال |
سن ازدواج همسر
|
59/5 |
47/8 |
کمتر از 20 سال |
سن ازدواج
|
|
75/5 |
68/4 |
20-30 |
35/7 |
42/6 |
20-30 |
||
|
6/5 |
12/8 |
30-40 |
2/1 |
5/1 |
30-40 |
||
|
0/8 |
3/8 |
بیشتر از 40 سال |
0/1 |
2/1 |
بیشتر از 40 سال |
||
|
طلاق |
|||||||
|
62/2 |
62/9 |
0-1 |
طلاق عاطفی |
14/2 |
5/3 |
ملکی |
محل سکونت بعد طلاق
|
|
24/1 |
24/5 |
2-3 |
31/9 |
14/9 |
استیجاری |
||
|
6/1 |
5/3 |
4-5 |
46/4 |
75/9 |
پدری |
||
|
4/9 |
2/8 |
6 سال و بیشتر |
6/6 |
2/6 |
سایر |
||
|
34/7 |
25/8 |
زن |
متقاضی طلاق |
44/2 |
41/8 |
0 |
تعداد مشاورههای پس از آغاز مشکلات زناشویی |
|
7/3 |
6/4 |
مرد |
21/8 |
23/7 |
1-2 |
||
|
57/9 |
67/2 |
توافقی |
18/4 |
19/8 |
3-4 |
||
|
|
11/9 |
14/7 |
5 و بیشتر |
||||
|
فرزند |
|||||||
|
2/53 |
|
زن |
وضعیت حضانت فرزند |
7/57 |
|
1 |
تعداد فرزند |
|
1/33 |
همسر |
5/30 |
2 |
||||
|
6/12 |
سایرین |
8/11 |
3 و بیشتر |
||||
|
5/29 |
|
زن |
تأمینکننده هزینه فرزند در حضانت |
0/18 |
|
0-5 |
سن فرزند اول |
|
9/52 |
همسر |
3/26 |
5-10 |
||||
|
3/15 |
سایرین |
1/23 |
10-15 |
||||
|
|
4/13 |
15-20 |
|||||
|
5/18 |
20 سال و بیشتر |
||||||
|
کلان استانی |
|||||||
|
6/14 |
3/14 |
کمبرخوردار |
شاخص توسعه انسانی |
8/13 |
0/9 |
کمتر از 7 |
میزان طلاق متأهلین |
|
6/67 |
2/64 |
نیمهبرخوردار |
7/72 |
7/69 |
7-9 |
||
|
9/17 |
5/21 |
برخوردار |
5/13 |
3/21 |
9 و بیشتر |
||
|
100 |
100 |
کل |
100 |
100 |
کل |
||
به منظور برازش مدلهایی که از اعتبار کافی برخوردار باشند در مرحله بعد از مدلهای زمان شکست شتابیده[25] بقا (AFT) شامل مدلهای نمایی، وایبل، لگ لوژستیک، لگ نرمال و گامای تعمیمیافته در تحلیل دوام ازدواج اول زنان مطلقه دو گروه استفاده شد. جدول (3)، مقادیر معیارهای آکائیک[26] (AIC) و اطلاع بیزی[27] (BIC) حاصل از برازش مدلهای AFT روی دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند و دارای فرزند را بر روی متغیرهای پیشبینهای منتخب در جدول (2) نشان میدهد.
جدول 3- مقادیر AIC و BIC مدلهای AFT دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند (مدل 1) و دارای فرزند (مدل ۲)
|
مدلهای AFT |
BIC |
AIC |
||
|
مدل (1) |
مدل (۲) |
مدل (1) |
مدل (۲) |
|
|
نمایی |
074/1262 |
682/1691 |
529/1125 |
138/1554 |
|
وایبل |
358/953 |
102/157 |
675/812 |
974/14 |
|
لگ لوژستیک |
297/994 |
084/177 |
614/853 |
951/34 |
|
لگ نرمال |
989/977 |
519/389 |
307/837 |
390/247 |
|
گاما تعمیمیافته |
922/972 |
774/161 |
801/828 |
061/15 |
براساس نتایج این جدول، کمترین مقادیر AIC و BIC مربوط به مدل زمان شکست شتابیده وایبل است که در این مرحله بهعنوان مدل منتخب برای تحلیل دوام ازدواج اول دو گروه از زنان در نظر گرفته میشود. در مرحله بعد، لزوم در نظر گرفتن شکنندگی مشترک برای متغیرهای شاخص توسعه انسانی و میزان طلاق متأهلین در مدل منتخب براساس آزمون نسبت درستنمایی[28] (LR) مورد بررسی قرار گرفت. جدول (4) مقادیر واریانس توزیع شکنندگی ( ) را به همراه معیارهای برازش مدل وایبل با شکنندگی مشترک متغیرهای شاخص توسعه انسانی و میزان طلاق متأهلین با توزیعهای گاما و گوسین معکوس در تحلیل دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند (مدل 1) و دارای فرزند (مدل 2) نشان میدهد.
در مدل (1) حضور شکنندگیهای مشترک برای هر یک از متغیرهای شاخص توسعه انسانی و میزان طلاق متأهلین با توزیعهای گاما و گوسین معکوس در مدل وایبل آزمون شد که این آزمون برای شکنندگی مشترک و متغیرهای شاخص توسعه انسانی و میزان طلاق متأهلین با توزیع گاما (به ترتیب معنیداری با مقادیر 042/0=p-مقدار و 026/0=p-مقدار) و برای شکنندگی مشترک برای متغیرهای شاخص توسعه انسانی و میزان طلاق متأهلین با توزیع گوسین معکوس (به ترتیب معنیداری با مقادیر 044/0=p-مقدار و 024/0=p-مقدار)، معنیدار بود. همچنین معنیداری این آزمون در مدل (2) به ترتیب برای شکنندگیهای مشترک برای متغیر شاخص توسعه انسانی با توزیعهای گاما و گوسین معکوس و با مقادیر (037/0=p-مقدار) و (038/0=p-مقدار) و به ترتیب برای شکنندگیهای مشترک و متغیر میزان طلاق متأهلین با توزیعهای گاما و گوسین معکوس و با مقادیر (221/0=p-مقدار) و (189/0=p-مقدار) حاکی از نیاز به در نظر گرفتن شکنندگی مشترک تنها برای متغیر شاخص توسعه انسانی در مدل (2) بود.
جدول 4- برآورد واریانس توزیع شکنندگی ( ) و معیارهای برازش مدل وایبل با شکنندگی مشترک برای متغیرهای شاخص توسعه انسانی و میزان طلاق متأهلین با توزیعهای گاما و گوسین معکوس در تحلیل دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند (مدل 1) و دارای فرزند (مدل 2)
|
توزیع شکنندگی مشترک |
متغیر شکنندگی |
واریانس توزیع شکنندگی ( ) |
p-مقدارآزمون لگاریتم ( ) |
لگاریتم درستنمایی (LR) |
BIC |
AIC |
|||||
|
مدل (1) |
مدل (2) |
مدل (1) |
مدل (2) |
مدل (1) |
مدل(2) |
مدل (1) |
مدل (2) |
مدل (1) |
مدل(2) |
||
|
گاما |
شاخص توسعه انسانی |
041/0 |
029/0 |
**001/0> |
**001/0> |
414/390- |
637/17 |
027/977 |
817/168 |
827/844 |
688/26 |
|
میزان طلاق متأهلین |
040/0 |
- |
**001/0 |
- |
379/390- |
- |
957/976 |
- |
758/844 |
- |
|
|
گوسین معکوس |
شاخص توسعه انسانی |
042/0 |
028/0 |
**001/0 |
**001/0> |
465/390- |
656/17 |
130/977 |
854/168 |
930/844 |
726/26 |
|
میزان طلاق متأهلین |
046/0 |
- |
**001/0 |
- |
290/390- |
- |
781/976 |
- |
581/844 |
- |
|
**معنیدار در سطح 001/0
براساس مقادیر واریانس توزیع شکنندگی (بزرگترین) و AIC و BIC (کوچکترین)، مدل وایبل با شکنندگی مشترک متغیر میزان طلاق متأهلین با توزیع گوسین معکوس بهعنوان مدل نهایی در تحلیل دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند و مدل وایبل با شکنندگی مشترک متغیر شاخص توسعه انسانی با توزیع گاما معکوس بهعنوان مدل نهایی در تحلیل دوام ازدواج اول زنان مطلقه دارای فرزند انتخاب شدند. جداول (5) و (6) به ترتیب نتایج برازش این مدلها را نشان میدهند.
براساس نتایج جدول (5)، متغیرهای سن ازدواج (018/0=p-مقدار)، وضعیت شغلی (001/0=p-مقدار)، تعداد سالهای تحصیل مادر (017/0=p-مقدار)، وضعیت زنده بودن پدر (002/0=p-مقدار)، سن ازدواج همسر (016/0=p-مقدار)، تعداد سالهای تحصیل همسر (009/0=p-مقدار)، طلاق عاطفی (001/0>p-مقدار)، محل سکونت بعد از طلاق (پدری) (022/0=p-مقدار) و متقاضی طلاق (مرد) (001/0=p-مقدار)، بر دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند اثر معنیدار داشتند. براساس ستون عامل شتاب[29] ( ) محاسبه شده در این جدول (( )exp)، میتوان تفاسیر زیر را در مورد زنان مطلقه بدون فرزند ساکن در استانهایی که میزان طلاق متأهلین مشابه دارند، بیان نمود:
جدول 5-نتایج برازش مدل وایبل با شکنندگی مشترک متغیر میزان طلاق متأهلین با توزیع گوسین معکوس در تحلیل دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند براساس متغیرهای پیشبین منتخب
|
متغیر |
|
عامل شتاب ( )exp |
انحراف استاندارد |
مقدار آماره آزمون |
مقدار P |
||
|
متغیرهای کلان |
شاخص توسعه انسانی |
594/0- |
552/0 |
350/1 |
440/0- |
660/0 |
|
|
متغیرهای مربوط به زنان |
تعداد خواهر و برادر |
025/0 |
025/1 |
015/0 |
680/1 |
093/0 |
|
|
تعداد سالهای تحصیل |
014/0 |
014/1 |
010/0 |
410/1 |
158/0 |
||
|
سن ازدواج |
014/0- |
986/0 |
006/0 |
360/2- |
*018/0 |
||
|
وضعیت شغلی (غیرشاغل: مرجع) |
|
348/0 |
416/1 |
103/0 |
390/3 |
**001/0 |
|
|
متغیرهای مربوط به خانواده زن |
تعداد سالهای تحصیل پدر |
007/0 |
007/1 |
009/0 |
850/0 |
396/0 |
|
|
تعداد سالهای تحصیل مادر |
021/0- |
979/0 |
009/0 |
380/2- |
*017/0 |
||
|
وضعیت زنده بودن پدر (فوت شده: مرجع) |
|
220/0- |
803/0 |
072/0 |
030/3- |
**002/0 |
|
|
متغیرهای مربوط به همسر |
تعداد خواهر و برادر همسر |
0140/0 |
014/1 |
010/0 |
370/1 |
169/0 |
|
|
سن ازدواج همسر |
011/0- |
989/0 |
004/0 |
420/2- |
**016/0 |
||
|
تعداد سالهای تحصیل همسر |
024/0- |
976/0 |
009/0 |
600/2- |
**009/0 |
||
|
متغیرهای مربوط به خانواده همسر |
تعداد سالهای تحصیل پدر همسر |
004/0- |
996/0 |
009/0 |
460/0- |
647/0 |
|
|
تعداد سالهای تحصیل مادر همسر |
001/0 |
001/1 |
009/0 |
110/0 |
909/0 |
||
|
متغیرهای مربوط به ازدواج |
تعداد سالهای آشنایی غیررسمی |
010/0 |
010/1 |
022/0 |
470/0 |
639/0 |
|
|
تعداد سالهای آشنایی رسمی |
021/0 |
021/1 |
030/0 |
680/0 |
494/0 |
||
|
متغیرهای مربوط به طلاق |
طلاق عاطفی |
074/0- |
929/0 |
016/0 |
520/4- |
**001/0 |
|
|
تعداد مشاورههای بعد از آغاز مشکلات زناشویی |
006/0 |
006/1 |
006/0 |
070/1 |
283/0 |
||
|
محل سکونت بعد از طلاق (سایر: مرجع) |
ملکی |
004/0 |
001/1 |
194/0 |
2020/0 |
983/0 |
|
|
استیجاری |
260/0- |
771/0 |
171/0 |
520/1- |
129/0 |
||
|
پدری |
370/0- |
691/0 |
162/0 |
290/2- |
*022/0 |
||
|
متقاضی طلاق (توافقی: مرجع) |
مرد |
339/0- |
712/0 |
102/0 |
330/3- |
**001/0 |
|
|
زن |
038/0 |
038/1 |
059/0 |
640/0 |
523/0 |
||
|
متغیرهای مربوط به گذران وقت |
تعداد ساعات گذران وقت اشتغال |
002/0- |
998/0 |
002/0 |
990/0- |
322/0 |
|
|
تعداد ساعات انجام امور مذهبی |
012/0 |
012/1 |
010/0 |
140/1 |
255/0 |
||
|
تعداد ساعات دیدار اقوام |
001/0 |
001/1 |
004/0 |
270/0 |
785/0 |
||
|
تعداد ساعات گذران وقت یادگیری |
001/0- |
999/0 |
015/0 |
030/0- |
976/0 |
||
|
تعداد ساعات همصحبتی با همسر |
012/0- |
988/0 |
007/0 |
710/1- |
087/0 |
||
|
تعداد ساعات گذران وقت فرهنگی |
000/0 |
000/1 |
001/0 |
030/0 |
977/0 |
||
|
لگاریتم پارامتر شکل (scale) |
704/0 |
|
041/0 |
180/17 |
**001/0 |
||
|
لگاریتم |
088/3- |
|
927/0 |
330/3- |
**001/0 |
||
|
پارامتر شکل |
021/2- |
|
083/0 |
|
|
||
|
پارامتر مقیاس |
495/0 |
|
020/0 |
|
|
||
|
|
046/0 |
|
042/0 |
|
|
||
|
لگاریتم درستنمایی (log likelihood) : 290/390- |
|
|
|
|
|
||
|
آزمون نسبت درستنمایی (LR) برای : 024/0=p-مقدار |
|||||||
*معنیدار در سطح 05/0، **معنیدار در سطح 01/0
براساس نتایج مدل وایبل با شکنندگی مشترک متغیر شاخص توسعه انسانی با توزیع گاما (جدول 6)، متغیرهای تعداد سالهای تحصیل (001/0>p-مقدار)، سن ازدواج (001/0>p-مقدار)، تعداد سالهای تحصیل پدر(040/0=p-مقدار)، وضعیت زنده بودن پدر (023/0=p-مقدار)، تعداد خواهر و برادر همسر (026/0=p-مقدار)، سن ازدواج همسر (001/0>p-مقدار)، تعداد فرزندان (003/0=p-مقدار)، سن فرزند اول (001/0>p-مقدار) و وضعیت حضانت فرزند (017/0=p-مقدار) بر دوام ازدواج اول زنان مطلقه دارای فرزند اثر معنیدار داشتند. در این مدل میتوان تفاسیر زیر را برای زنان مطلقه دارای فرزندی که در استانهایی با شاخصهای توسعه انسانی مشابه زندگی میکنند، در مورد متغیرهای پیشبین معنیدار ارائه داد:
جدول 6-نتایج برازش مدل وایبل با شکنندگی مشترک متغیر شاخص توسعه انسانی با توزیع گاما در تحلیل دوام ازدواج زنان مطلقه دارای فرزند براساس متغیرهای پیشبین منتخب
|
متغیر |
|
عامل شتاب ( )exp |
انحراف استاندارد |
مقدار آماره آزمون |
مقدار P |
||
|
متغیرهای کلان |
میزان طلاق متأهلین |
013/0- |
987/0 |
008/0 |
500/1- |
135/0 |
|
|
متغیرهای مربوط به زنان |
تعداد خواهر و برادر |
006/0 |
006/1 |
004/0 |
500/1 |
149/0 |
|
|
تعداد سالهای تحصیل |
110/0 |
116/1 |
003/0 |
260/4 |
**001/0 |
||
|
سن ازدواج |
015/0- |
985/0 |
002/0 |
060/7- |
**001/0 |
||
|
متغیرهای مربوط به خانواده زن |
تعداد سالهای تحصیل پدر |
005/0- |
995/0 |
002/0 |
060/2- |
*040/0 |
|
|
تعداد سالهای تحصیل مادر |
003/0 |
003/1 |
003/0 |
910/0 |
361/0 |
||
|
وضعیت زنده بودن پدر (فوت شده: مرجع) |
|
043/0- |
958/0 |
019/0 |
280/2- |
*023/0 |
|
|
وضعیت زنده بودن مادر فوت شده: مرجع) |
|
015/0- |
985/0 |
023/0 |
680/0- |
494/0 |
|
|
متغیرهای مربوط به همسر |
تعداد خواهر و برادر همسر |
015/0 |
015/1 |
007/0 |
230/2 |
*026/0 |
|
|
سن ازدواج همسر |
008/0- |
992/0 |
002/0 |
590/3- |
**001/0 |
||
|
تعداد سالهای تحصیل همسر |
004/0 |
004/1 |
003/0 |
420/1 |
157/0 |
||
|
متغیرهای مربوط به خانواده همسر |
تعداد سالهای تحصیل پدر همسر |
001/0- |
999/0 |
033/0 |
030/0- |
975/0 |
|
|
تعداد سالهای تحصیل مادر همسر |
005/0 |
005/1 |
003/0 |
580/1 |
114/0 |
||
|
متغیرهای مربوط به ازدواج |
تعداد سالهای آشنایی غیررسمی |
010/0- |
990/0 |
007/0 |
350/1- |
177/0 |
|
|
متغیرهای مربوط به طلاق |
طلاق عاطفی |
001/0- |
990/0 |
004/0 |
100/0- |
920/0 |
|
|
محل سکونت بعد از طلاق (سایر: مرجع) |
ملکی |
031/0 |
031/1 |
038/0 |
820/0 |
414/0 |
|
|
استیجاری |
005/0- |
995/0 |
035/0 |
130/0- |
898/0 |
||
|
پدری |
052/0- |
949/0 |
035/0 |
470/1- |
141/0 |
||
|
متغیرهای مربوط به گذران وقت |
تعداد ساعات دیدار اقوام |
002/0 |
002/1 |
002/0 |
120/1 |
265/0 |
|
|
تعداد ساعات گذران وقت یادگیری |
001/1- |
999/0 |
007/0 |
050/0- |
959/0 |
||
|
تعداد ساعات همصحبتی با همسر |
001/0 |
001/1 |
004/0 |
240/0 |
809/0 |
||
|
تعداد ساعات گذران وقت فرهنگی |
001/0- |
999/0 |
000/0 |
270/1- |
203/0 |
||
|
متغیرهای مربوط به فرزند |
تعداد فرزند |
035/0 |
035/1 |
011/0 |
020/3 |
**003/0 |
|
|
سن فرزند اول |
050/0- |
951/0 |
002/0 |
020/31- |
**001/0 |
||
|
وضعیت حضانت فرزند (سایر: مرجع) |
زن |
069/0 |
071/1 |
029/0 |
380/2 |
*017/0 |
|
|
مرد |
059/0 |
060/1 |
032/0 |
870/1 |
062/0 |
||
|
تأمینکننده هزینه فرزند در حضانت (سایر: مرجع) |
زن |
016/0- |
984/0 |
028/0 |
560/0- |
575/0 |
|
|
مرد |
022/0- |
978/0 |
026/0 |
850/0- |
396/0 |
||
|
لگاریتم پارامتر شکل (scale) |
600/1 |
|
028/0 |
620/57 |
**001/0 |
||
|
لگاریتم |
593/3- |
|
825/0 |
360/4- |
**001/0 |
||
|
پارامتر شکل |
953/4 |
|
138/0 |
|
|
||
|
پارامتر مقیاس |
202/0 |
|
006/0 |
|
|
||
|
|
029/0 |
|
023/0 |
|
|
||
|
لگاریتم درستنمایی (log likelihood): 637/17 |
|
|
|
|
|
||
|
آزمون نسبت درستنمایی (LR) برای : 037/0=p-مقدار |
|||||||
*معنیدار در سطح 05/0، **معنیدار در سطح 01/0
بحث و نتیجهگیری
هدف مطالعه حاضر تحلیل دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند و دارای فرزند بود؛ نتایج این مطالعه نشان داد که با افزایش شاخص توسعه انسانی، دوام ازدواج اول زنان مطلقه در هر دو گروه، کاهش مییابد. یافته برخی مطالعات همراستا با مطالعه حاضر بودند؛ دیهول، احمدی و میرفردی (1397) نشان داد که در ایران توسعه عامل اصلی افزایش طلاق است و در بلند مدت، افزایش متغیرهای مؤثر در سنجش توسعه اقتصادی-اجتماعی، شامل سطح باسوادی و اشتغال در بخش صنعت، تأثیر مثبتی بر نرخ طلاق دارد.
در مطالعه حاضر، سن ازدواج در هر دو گروه زنان مطلقه بدون فرزند و دارای فرزند بر دوام ازدواج اول آنان تأثیر معنیداری داشت؛ بهگونهای که با افزایش سن ازدواج، دوام ازدواج اول این زنان کمتر شد. بیشک یکی از مهمترین عوامل تعیینکننده کیفیت زندگی زناشویی، سن ازدواج میباشد (Allendorf & Ghimire, 2013). غیاثی، معین و روستا (1389) در مطالعه خود به این نکته اشاره کردند که افزایش سن ازدواج باعث شده که افراد، با مسائل منطقی و به دور از احساسات جوانی برخورد نمایند، در نتیجه همین امر عاملی برای جدال و درگیری خواهد بود. با افزایش سن، شخصیت افراد هرچه بیشتر قوامیافته و انعطافپذیری که لازمه سازش و سازگاری زوجین میباشد، کاهش مییابد. همچنین، هنگامی که زن پیام ساعت بیولوژیک خود را در مورد اختتام زمان مناسب برای ازدواج میشنود، با افرادی که از سطح مطلوبیت پایینتری برخوردار هستند (اثر انتخاب نامناسب[30])، با هدف فرزندآوری و تجربه مادری ازدواج میکند. این مطلب نیز ممکن است به طلاق او منجر شود (Lehrer, 2004). براساس نتایج مطالعه حاضر، به ترتیب 8/47 و 6/42 درصد از زنان مطلقه بدون فرزند (4/90 درصد کمتر از 30 سال) و 5/59 و 7/35 درصد از زنان مطلقه دارای فرزند (2/95 درصد کمتر از 30 سال) در سنین کمتر از 20 سال و 20-30 سال ازدواج کردهاند. همچنین، به ترتیب 196 (6/26 درصد) و 6 (82/0 درصد) زن مطلقه دارای فرزند با تحصیلات دانشگاهی شاغل به ترتیب 103 (49/22 درصد) و 15 (28/3 درصد) زن مطلقه بدون فرزند با تحصیلات دانشگاهی شاغل با سن ازدواج کمتر از 30 سال و بیشتر از 30 سال وجود دارد. افزایش تحصیلات عالی و شاغل بودن دوام ازدواج زنان را افزایش میدهد؛ از آنجا که تعداد دانشگاهیان شاغل برای هر دو گروه زنان با افزایش سن ازدواج کم شده دوام ازدواج آنان نیز کاهش یافته است. از طرف دیگر، براساس نتایج بررسی متغیر همسانهمسری تحصیلی زوجین نیز، زنان در هر دو گروه (به ترتیب زنان مطلقه بدون فرزند و دارای فرزند 3/40 و 3/41 درصد) از همسران خود تحصیلات بیشتری داشتند. با در نظر گرفتن این مسئله که ممکن است این ازدواجها، ازدواجهای مناسبی نبودهاند، احتمال طلاق این افراد بیشتر میشود.
در مطالعه حاضر با افزایش سن ازدواج همسر، دوام ازدواج اول زنان مطلقه با و بدون فرزند کاهش یافت. اکثر همسران زنان مطلقه در هر دو گروه بین 20-30 سالگی ازدواج کردند (به ترتیب 4/68 و 5/75 درصد). اکثر آنان در زمان ازدواج از زنان در هر دو گروه بزرگتر بودند (به ترتیب، 1/82 و 1/81 درصد). همانگونه که در مورد تأثیر کاهشی سن ازدواج زنان مطلقه با و بدون فرزند بر دوام ازدواج اول آنان بحث شد، نتیجه مشابهی نیز در مورد تأثیر کاهشی دوام ازدواج اول آنان با افزایش سن ازدواج همسران این زنان که در اکثر موارد با اختلاف سنی تقریباً 5 سال از آنان قرار دارند، بدست میآید.
در مطالعه حاضر، با افزایش تعداد سالهای تحصیل، دوام ازدواج اول زنان مطلقه در هر دو گروه افزایش یافت. بسیاری از پژوهشگران داخلی و خارجی در مطالعات خود به تأثیر منفی (فلاحی و دلدار ، 1395؛ چابکی، 1392؛ غیاثی، معین و روستا، 1389؛ Fokkema & Broer, 2004؛ Hewitt, 2006) سطح تحصیلی و برخی دیگر به تأثیر مثبت آن (ایمانزاده و همکاران، 1400؛ عسکری ندوشن، شمس قهفرخی و شمس قهفرخی، 1398؛ درگاهی، قاسمی و بیرانوند، 1397؛ صادقی، زنجری و محمودیانی، 1397؛ Raymo, Fukuda & Iwasawa, 2013; Amato & Previti, 2003) بر دوام ازدواج اشاره نمودند. زوجهایی که از سطح تحصیلی بالاتری برخوردارند، این امکان را خواهند داشت که به وسیله تحصیلات خود از درآمد بیشتر برخوردار بوده و در نتیجه تمایلی به طلاق نداشته باشند. نتایج مطالعه درگاهی، قاسمی و بیرانوند (1397) حاکی از آن بود که چنانچه افزایش سطح تحصیلی و گسترش آموزش عالی زنان همراه با ایجاد فرصتهای شغلی باشد، افزایش منابع درآمدی خانواده منجر به ارزش انتظاری بالاتر زندگی زناشویی شده و به استحکام خانواده کمک میکند. همچنین، نتایج مطالعه ایمانزاده و همکاران (1400) و صادقی زنجری و محمودیانی (1397) نشــان داد که با افزایش سطح تحصیلی، رضایت زناشویی بهطور معناداری افزایش و درمقابل، تمایل به طلاق کاهش یافته است.
در مطالعه حاضر، تعداد سالهای تحصیل همسر تنها بر دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند تأثیر منفی و معنیدار داشت؛ اکثر همسران زنان مطلقه بدون فرزند دارای سطح تحصیلی دبیرستان و دیپلم (8/45 درصد) بودند و تنها 3/21 درصد همسران این گروه تحصیلات بیشتری از زنان داشتند. نتایج مطالعه غیاثی و همکاران (1389) نشان دادند که هر چه سطح تحصیلات همسر بالاتر میزان گرایش به طلاق بیشتر است. به نظر میرسد از آنجا که زنان در نگرش به ازدواج در پی دستیابی به موقعیتهای بهتر هستند، هنگامی که سطح تحصیلات همسر آنان بالاتر باشد، در رسیدن به موفقیتهای مورد نظر ناکام میمانند و این امر باعث بوجود آمدن تعارض میان ارزشهای مورد نظر و شرایط موجود در زندگی آنان میشود و از طریق ایجاد نارضایتی در آنان بر میزان طلاق تأثیر میگذارد.
در مطالعه حاضر، متغیر وضعیت شغلی تنها در تحلیل دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند معنیدار بود. در این گروه، ازدواج زنان شاغل نسبت به زنان غیرشاغل دوام بیشتری داشت. شوئن[31] و همکاران (2002) در مطالعه خود به این نتیجه رسیدند که اشتغال زنان، ازدواجهای با رضایت را بیثبات نمیکند؛ اما خطر طلاق در ازدواجهایی که رضایت زناشویی کمی دارند را افزایش میدهد. بام پس و رالی[32] (2013) نشان داد که اگر شغل زن، منظم (تمام وقت و همیشگی) با درآمد بالایی باشد، به ثبات ازدواج کمک میکند. یافته صادقی (1395) نشان داد که در میان زنان شاغل احتمال طلاق بیشتر بود. با این حال، این احتمال، با افزایش سطح و مرتبه شغلی زنان کاهش یافت. غیاثی، معین و روستا (1389) نشان دادند که زنان غیرشاغل نسبت به زنان شاغل گرایش بیشتری به طلاق داشتند. درگاهی، قاسمی و بیرانوند (1397) اشاره کردند که اشتغال زنان برخلاف رویکرد اقتصادی آنان (اثر استقلال) با افزایش منابع درآمدی خانواده باعث کاهش مشقت اقتصادی و افزایش ثبات زندگی مشترک میشود. نتایج بدست آمده در این مطالعه همراستا با اثر درآمدی ذکرشده اشتغال زنان در سایر پژوهشها در این زمینه میباشد. در مطالعه حاضر، 8/25 درصد از زنان مطلقه بدون فرزند شاغل بودند و همچنین درصد شاغلان دانشگاهی در این گروه 2/55 درصد بود؛ در واقع بیش از نیمی از زنان مطلقه دانشگاهی بدون فرزند مشغول به کار بودند.
در زمینه تعارضهای زناشویی نمیتوان از نقش با اهمیت خانوادههای اصلی بر افزایش و یا کاهش طلاق صرف نظر کرد (نیازی و همکاران، 1397؛ زارعان، 1395؛ یزدخواستی و همکارن، 1387؛ ریاحی، علیوردینیا و بهرامی کاکاوند، 1386). در مطالعه حاضر، نقش متغیر دخالت خانواده در فرایند مدلسازی از طریق متغیرهای تعداد سالهای تحصیل مادر و پدر و وضعیت زنده بودن آنان بررسی شد. یافتههای این مطالعه نشان داد که تأثیر متغیرهای تعداد سالهای تحصیل مادر و وضعیت زنده بودن پدر در تحلیل دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند و متغیرهای تعداد سالهای تحصیل و وضعیت زنده بودن پدر در تحلیل دوام ازدواج اول زنان مطلقه دارای فرزند معنیدار شدند. در هر دو مدل، اثر افزایش تحصیلات والدین و وضعیت زنده بودن پدر بر دوام ازدواج اول زنان مطلقه کاهشی بود. در ازدواج، خانواده همسر میتواند نقش مثبت یا منفی در ازدواج زوجین ایفا کند (Buunk, 2017). دماری و همکاران (1401) علت اول طلاق در ایران را ضعف مهارت و سواد همسرداری دانستند که یکی از اشکال آن عدم توانایی در کنترل دیگران (خانواده) در زندگی زوجین میباشد. پژوهشهای فراوانی دخالت خانواده همسر، اقوام و خویشان را عامل بسیار مهمی در فروپاشی کانون خانواده دانستهاند (رضازاده و همکاران، 1397؛ محسنزاده ، نظری و عارفی، 1390؛ Bhaskar & Areekal, 2015). در مطالعه حاضر، متغیر تعداد خواهر و برادر همسر در مدلسازی وارد شد که بر دوام ازدواج اول زنان مطلقه دارای فرزند تأثیر معنیدار و مثبت داشت. همراستا با این مطالعه، ایمانزاده و همکاران (1400) در مطالعه خود خانواده پرجمعیت پدری (تعداد خواهر و برادر بیشتر از 4 برای یکی از زوجین) را از مهمترین دلایل رضایت و سازش زوجین دانستند.
پیش درآمد طلاق رسمی و قانونی، همواره طلاق عاطفی است (Ormel, 2013). بسیاری از پژوهشگران طلاق عاطفی را نخستین مرحله در فرایند طلاق رسمی تصور میکنند و آن را نشانگر روابط زناشویی رو به زوال میدانند که نوعی بیگانگی جایگزین آن میگردد (Olson, DeFrain, & Skogrand, 2011؛ خواجه نوری و نقشبندی، 1402). کارشناسان بر این باورند که فرایند طلاق در اکثر مواقع پس از مرحله طلاق عاطفی، در نهایت به طلاق رسمی منجر میشود (محمدی، 1399؛ باستانی، گلزاری و روشنی، 1390). همراستا با مطالعات ذکر شده، در مطالعه حاضر نیز افزایش طلاق عاطفی دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند را کاهش داد. 9/62 درصد از زنان این گروه کمتر از یکسال و 5/24 درصد آنان 2-3 سال و تنها 1/8 درصد از آنان بیش از 4 سال از طلاق عاطفی تا طلاق رسمی آنان گذشته بود.
در مطالعه حاضر، متغیر متقاضی طلاق روی دوام ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند، تأثیر معنیدار داشت؛ به نحوی که چنانچه مرد متقاضی طلاق بود، دوام ازدواج کمتر بود. اکثر زنان در این گروه به صورت توافقی از همسر خود طلاق گرفته بودند (2/67 درصد)، 8/25 درصد از زنان، خود و 4/6 درصد از همسران آنان متقاضی طلاق بودند. مطالعه رضازاده و همکاران (1397) نشان داد که اکثریت متقاضیان طلاق را زنان (3/65 درصد) تشکیل میدادند. در این مطالعه تنها 7/20 درصد مردان و 14 درصد هر دو زوج متقاضی طلاق (طلاق توافقی) بودند. این یافتهها با نتایج سوینی[33] (2002) و کالیمیجن و پورتمن[34] (2006) هماهنگ است که بهطور معمول زنان حدود دو سوم متقاضیان طلاق را تشکیل میدهند. داشتن فرزند، احتمال طلاقهایی را که مرد متقاضی آن باشد بیشتر از سایر گونههای طلاق (متقاضی طلاق زن یا طلاق توافقی) کاهش میدهد. در تبیین این مهم، شاید بتوان به این نکته اشاره کرد که مردان در پی طلاق، به میزان بیشتری نفوذ خود بر فرزندان و فرصتهای گذران وقت با آنها را از دست میدهند (Lyngstad & Jalovaara, 2010).
تغییر در شیوههای همسکنایی افراد (زندگی به تنهایی یا با سایر اقوام یا افراد غیرخویشاوند) نقش مهمی در پیامدهای اقتصادی-اجتماعی آنان دارا است و هر یک از شیوههای سکونت پس از طلاق، پیامدهای خاص خود را دارد (بگی، 1401). گرانت و پایک[35] (2019) به این نتیجه رسیدند که زنانی که در سنین پایین طلاق گرفتهاند، اگرچه برخی از انان پس از طلاق به خانه والدین خود بازمیگردند، بقیه آنان دهه 20 سالگی خود را بهعنوان سرپرست خانوار با مشکلات مادی چشمگیری سپری میکنند. در مطالعه حاضر، 9/76 درصد زنان مطلقه بدون فرزند، پس از طلاق به خانه پدری برمیگشتند و از میان این زنان 2/79 درصد، غیرشاغل بودند. زنان این گروه که کمتر از 40 سال سن داشتند؛ اکثراً خانه پدری را بر سایر سکونتگاهها پس از طلاق ترجیح میدادند. محل سکونت پس از طلاق تنها بر دوام بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند اثر معنیدار داشت. این یافتهها همراستا با نتایج مطالعه بگی و عباسی (1399) است؛ آنها نشان دادند که انتخاب نحوه همسکنایی دو فرد مطلقه در موقعیت یکسان و چنانچه این دو فرد فرزندی نداشته باشند، برای فرد اول احتمال زندگی مستقل، بیش از فرد دوم خواهد بود. در مطالعه حاضر نیز به دلیل غیرشاغل بودن حدود 80 درصد زنان مطلقه بدون فرزند، انتخاب خانه پدری بهعنوان محل سکونت پس از طلاق دور از انتظار نبود. از سوی دیگر، 5/42 درصد زنان مطلقه بدون فرزند 4 خواهر و برادر و بیشتر داشتند و دارای خانواده پرجمعیت پدری بودند.
در مطالعه حاضر، 7/57، 6/30 و 8/11 درصد زنان مطلقه دارای فرزند، به ترتیب تک فرزند، دو فرزند و 3 فرزند و بیشتر داشتند؛ در واقع در حدود 90 درصد (3/88 درصد) از زنان مطلقه این گروه دو فرزند و کمتر داشتند؛ نتایج نشان داد که متغیر تعداد فرزندان روی دوام ازدواج اول زنان مطلقه اثر مثبت و مستقیمی داشت. این نتیجه، همراستا با مطالعاتی که تأثیر این متغیر را بر بقای ازدواج زنان مثبت گزارش کرده بودند، وجود فرزندان اثر استرسزا و چالشی را برای دوام زندگی مشترک زوجین نداشته است؛ چرا که اکثراً دو فرزندی و کمتر بودند. زو و همکاران (2015) اشاره میکنند که تأثیر فرزندان براساس جنسیت و سن آنان در ثبات زندگی متفاوت است. استل[36] و همکاران (2005) دریافتند که کودکان در سنین قبل از دبستان اثر ثباتبخش بر زندگی والدین متأهل یا همباش خود دارند؛ اما این اثر برای فرزندان بزرگتر ضعیفتر است (Lyngstad & Jalovaara, 2010). ویت و لی[37] (1991) اشاره کردند که این اثر در زمانی که کودکان خردسال هستند در بالاترین حد است و با بزرگتر شدن کودکان کمرنگتر میشود و نقش محافظتی آنان از ازدواج ضعیفتر میگردد. با افزایش سن فرزندان امکان کمک مالی و اقتصادی آنان برای فراهم نمودن امکانات زندگی مستقل پس از طلاق برای والدین فراهم میشود. در مطالعه حاضر، اکثر زنان در گروه زنان مطلقه دارای فرزند، فرزند 5-15 سال (4/49 درصد) و 5/18 درصد آنان نیز فرزند 20 سال و بیشتر داشتند. با افزایش سن فرزند اول زنان مطلقه، دوام ازدواج آنان کاهش یافت.
یکی از چالشهای اساسی زوجین دارای فرزند در زمان طلاق، حضانت فرزندان است. یافتههای مطالعه رضازاده و همکاران (1397) نشان داد که یکی از عوامل دوران پایانی زندگی مشترک که روی طلاق مؤثر است، حضانت فرزندان میباشد. زنانی که حضانت فرزندان را برعهده میگیرند با مشکلات اقتصادی بیشتری روبهرو هستند (Baude, Pearson, & Drapeau, 2016). در حالی که برای مردان بیشتر مشکلات به برقرار کردن رابطه پدر با فرزندان مربوط میشود (Braver & Griffin, 2000). هیچکدام از مطالعات ذکر شده به بررسی تأثیر حضانت فرزند بر بقای ازدواج زنان مطلقه نپرداختهاند. در مطالعه حاضر، در اکثر موارد زنان حضانت فرزندان (2/53 درصد) را بر عهده گرفته بودند و سپس همسران آنها (1/33 درصد). نتایج نشان داد که در هر دو حالت چه زن و چه مرد عهدهدار حضانت فرزندان باشند، دوام ازدواج آنان از زمانی که سایر افراد (والدین و بستگان زوجین) این مسئولیت را داشتند، طولانیتر بوده است.
تشکر و قدردانی
این مقاله برگرفته از طرح «جنگلهای تصادفی بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون فرزند و دارای فرزند» به شماره 110678/21 مورخ 22/11/1400 میباشد که با حمایت مالی مؤسسه تحقیقات جمعیت کشور در سال 1401 انجام شده است؛ بدینوسیله از همکاری سرکار خانم دکتر مهسا سعادتی در اجرای این طرح سپاسگزاری میگردد.
[1] Liefbroer
[2]. Xu, Yu & Qiu
[3]. Wagner & Weiss
[4]. Hewitt
[5]. Bernardi & Martin-Pastor
[6]. Carmichael & Whittaker
[7]. Abdel-Sater
[11]. Homogamy Theory
[12]. Social learning
[13]. Bandura
[14]. Systems theory
[15]. Gregory Bateson
[16]. Don Jackson
[17]. Marital life cycle theory
[18]. Structural Functionalism Theory
[19]. Random Survival Forest with Log-Rank split rule
[20]. Overestimated
[21]. Akaike information criterion
[22]. Bayesian information criterion
[23]. Proportional Hazard
[24]. Schoenfeld
[25]. Accelerated Failure Time
[26]. Akaike information criterion
[27]. Bayesian information criterion
[28]. Likelihhod Ratio
[29]. Accelarated Factor
[30]. Poor match effect
[31]. Schoen
[32]. Bumpass & Raley
[33]. Sweeney
[34]. Kalmijn & Poortman
[35]. Grant & Pike
[36]. Steele
[37]. Waite & Lee
)