خانواده یکی از نهادهای مهم در جامعه بوده است. سلامت خانواده اهمیت بالایی دارد و متفکران مهمترین عوامل مؤثر در افزایش آن را بررسی می‌کنند. سلامت خانواده بستگی مستقیم به روابط میان همسران دارد [1]. زن و شوهر در عصر حاضر با مشکلات متعددی در برقراری ارتباط و زندگی زناشویی رضایتمند روبرو هستند. احساس امنیت، آرامش و روابط صمیمانه آنان کاهش یافته و کانون خانواده دچار فرآیندهای ناخوشایند شده است. اعضای خانواده رضایت خود را از دست داده‌اند و بنیان خانواده گسسته شده است. ناکامی در زندگی زناشویی همیشه به طلاق رسمی منجر نمی‌شود. آمار رسمی طلاق، میزان کامل این ناکامی را نشان نمی‌دهد؛ زیرا طلاق‌های عاطفی ثبت‌نشده‌ای با آمار بزرگتری وجود دارد [2].
طلاق عاطفی به فاصله‌گیری عاطفی مشخص میان همسران اشاره دارد، حتی اگر یکی از طرفین آن را به صراحت تأیید نکند. ازدواج ممکن است ظاهری صمیمی داشته باشد، اما طلاق عاطفی در روابطی رخ می‌دهد که همسران در احساسات یکدیگر سهیم نیستند. همچنین رابطه‌ای را توصیف می‌کند که همسران در محیط اجتماعی صمیمی به نظر می‌رسند، اما در خلوت یکدیگر را تحمل نمی‌کنند. بنابراین، زوج‌ها زیر یک سقف با ارتباطات قطع‌شده یا بدون میل زندگی می‌کنند [3].
متغیر مهم مؤثر بر طلاق عاطفی، تاب‌آوری است. تاب‌آوری فرآیندی پویا و محافظتی است که افراد را در مواجهه مناسب با موقعیت‌های تنش‌زا یاری می‌کند [4]. تاب‌آوری فرد را با محیط سازگار کرده، زندگی آرام با دیگران و جایگاه مناسب در جامعه فراهم می‌آورد. این سازه از طریق افزایش ظرفیت، مشارکت، بهبودی و سازگاری با حداقل آشفتگی، به تغییرات رفتاری مرتبط با سلامت کمک می‌کند. تاب‌آوری خانوادگی پیامدهای مثبتی دارد و توانایی پاسخ مثبت به وضعیت نامطلوب با قدرت، مدیریت و اعتماد به نفس بیشتر تعریف شده است. این مفهوم ریشه در تاب‌آوری فردی، نظریه سیستم‌های خانواده، مدل‌های درمانی، استرس خانوادگی و مقابله دارد [1]. تاب‌آوری خانواده در نگاه سیستمی به عوامل فردی، خانوادگی و اجتماعی توجه دارد و همان تعریف فوق را تکرار می‌کند [5].
علاوه بر تاب‌آوری، همدلی عاطفی^[1] متغیر مهمی در طلاق عاطفی است که به معنای توانایی قرار گرفتن در جایگاه دیگران برای درک بهتر احساسات و تجربیات در تعامل است. این ویژگی چندبُعدی شامل مؤلفه‌های شناختی و عاطفی است و بر رفتار و کارکرد افراد در گروه‌های اجتماعی مختلف تأثیر می‌گذارد [6].
مطالعات درباره طلاق عاطفی بر متغیرهایی تأکید دارند که بر درک روابط عاطفی و پاسخ به محرک‌های هیجانی اثر می‌گذارند. انعطاف‌ناپذیری شناختی^[2] یکی از آنهاست [7] که ویژگی عمده شناخت انسان است و به توانایی در نظر گرفتن بازنمایی‌های متناقض یک شیء یا رویداد اشاره دارد. علی‌رغم پژوهش‌های متعدد، اتفاق نظر بر تعریف آن وجود ندارد [5]. این سازه در ارتباط با نابهنجاری‌های سلامت روان مانند افسردگی، وسواس، اضطراب و اختلالات شخصیت ارزیابی شده است [8]. به طور کلی، وضعیتی غیرقابل انعطاف نسبت به انتظارات اجتماعی است و افراد دارای آن در موقعیت‌های اجتماعی سازگار نیستند و نگرش‌های ثابت دارند [9].
افزون بر این، تنظیم هیجان سازه‌ای چندبُعدی (شناختی، عاطفی، جسمانی) است که در جایگاه متغیر هم‌بسته در طلاق عاطفی بررسی شده است [‏10‏]. یکی از عوامل مرتبط با همدلی عاطفی، راهبردهای تنظیم شناختی هیجان است. اکثر اختلالات روانشناختی از آشفتگی هیجانی ناشی از کارکرد معیوب تنظیم هیجان سرچشمه می‌گیرند. تمایل به بخشش در زوج‌ها، رضایت زناشویی را افزایش می‌دهد و مهار هیجان‌های منفی با افزایش همدلی عاطفی همراه است [3]. تنظیم هیجان به توانایی تأثیرگذاری بر هیجانات اشاره دارد و اختلال در آن ممکن است در نتیجه کمبود مهارت‌های لازم باشد که به چالش‌های بزرگتر در زندگی زناشویی منجر شود [6، 8].
همدلی عاطفی و تاب‌آوری در جایگاه متغیرهای هم‌بسته بررسی شده‌اند. مبنای نظری ارتباط آنها بر مدل‌های مفهومی است. طبق مدل نظری وندرا^[3] [‏11‏] همدلی عاطفی تحت تأثیر متغیرهای مستقیم مرتبط با تاب‌آوری است. این مدل بر درک عاطفی، تحمل و ارزیابی‌های منطقی شناختی در جایگاه ریزمؤلفه‌های تاب‌آوری تمرکز دارد. افراد با تاب‌آوری بالا برای درک تفاوت‌های خود و همسر انعطاف‌پذیرتر هستند. مدل‌های دیگر نشان می‌دهند تنظیم هیجان و تاب‌آوری مفاهیم مشترکی دارند. برای مثال مدل تنظیم شناختی هیجان گراس^[4] [‏12‏] بر ارزیابی شناختی و انعطاف‌پذیری شناختی تمرکز دارد. روابط نهفته بین تنظیم هیجان و انعطاف‌پذیری شناختی در مدل نظری قابل تبیین است. همچنین تنظیم هیجان با بخشش، تنظیم خلق، مدیریت استرس و سازش بین‌فردی مرتبط است.
با توجه به اهمیت روزافزون مسئله طلاق عاطفی در خانواده‌ها و به‌ویژه خانواده‌های نظامی که ممکن است تحت استرس‌های خاصی قرار داشته باشند، انجام پژوهش‌هایی با رویکرد علّی ضروری به نظر می‌رسد. اگرچه مطالعات بسیاری بر اثربخشی مداخله‌های آموزشی در این حوزه تأکید دارند، اما پژوهش‌های علّی محدودی وجود دارد که به بررسی روابط بین متغیرهایی مانند تاب‌آوری، همدلی عاطفی، انعطاف‌پذیری شناختی و تنظیم هیجان بپردازند. طلاق عاطفی نه تنها بر زندگی همسران، بلکه بر تربیت نسل بعدی نیز تأثیر می‌گذارد و توجه متخصصان را به خود جلب کرده است. برای درک بهتر این پدیده و طراحی مداخلات منطقی، لازم است ارتباطات مستقیم و غیرمستقیم این متغیرها به طور همزمان و در قالب یک مدل ساختاری ارزیابی شود. تنظیم هیجان می‌تواند متغیر واسطه‌ای کلیدی در روابط بین طلاق عاطفی، تاب‌آوری، همدلی عاطفی و انعطاف‌پذیری شناختی باشد [‏10‏، ‏12‏].
تنظیم هیجان در مدل‌های شناختی و هیجانی به صورت مجزا ارزیابی شده است. مدل تنظیم شناختی هیجان گراس [‏12‏] در حوزه خانواده کاربرد دارد اما در جایگاه واسطه در مدل‌های علّی استفاده نشده است. بخش عمده مشکلات ارتباطی زوج‌ها از نداشتن درک و تنظیم هیجانات شخصی ناشی می‌شود. بنابراین، با توجه به خلأ پژوهش‌های علّی و نقش متغیرهای واسطه‌ای مانند تنظیم هیجان، پژوهش حاضر با هدف مدل‌یابی معادلات ساختاری طلاق عاطفی بر اساس تاب‌آوری، همدلی عاطفی و انعطاف‌پذیری شناختی با نقش واسطه‌ای تنظیم هیجان در خانواده‌های نظامی انجام شد. مدل مفهومی این پژوهش در شکل 1 نشان داده شده است.

پژوهش حاضر از نوع توصیفی-همبستگی بود. جامعه آماری کلیه زنان و مردان نظامی را شامل می‌شد که در معرض طلاق عاطفی بودند. بر اساس فرمول گرین حجم نمونه کافی برای مدل‌یابی، ‏234‏ نفر محاسبه شد که با توجه به پرسشنامه‌های مخدوش احتمالی و تعمیم‌دهی بیرونی بهتر، حجم نمونه ‏300‏ نفر در نظر گرفته شد. با همکاری کلینیک وابسته به سازمان نظام روانشناسی و مشاوره ایران، نمونه‌ها به روش نمونه‌گیری هدفمند در دسترس از میان مراجعین که درمان‌های انفرادی آنها پایان یافته بود، انتخاب شد.
ابزارهای پژوهش شامل پرسشنامه‌های طلاق عاطفی^[5]، همدلی عاطفی، راهبردهای تنظیم شناختی هیجان، تاب‌آوری و مقیاس انعطاف‌پذیری شناختی بود.
پرسشنامه طلاق عاطفی توسط گاتمن^[6] تدوین شده است که در ‏24‏ گویه و به شیوه بله یا خیر نمره‌گذاری شده است. چنانچه تعداد پاسخ‌های مثبت برابر هشت و بالاتر باشد به این معناست که زندگی زناشویی فرد در معرض جدایی قرار داشته و علائمی از طلاق عاطفی در او مشهود است. بنابراین نمرات بالا در این مقیاس نشان‌دهنده احتمال طلاق عاطفی است. روایی صوری و سازه ابزار تأیید و پایایی آن به روش آلفای کرونباخ ‏0.91‏ گزارش شده است. برای به‌دست آوردن روایی سازه از تحلیل عاملی به روش چرخشی واریماکس[7] استفاده شد و بدین صورت چهار عامل شناسایی شده است: جدایی و فاصله از یکدیگر، احساس تنهایی و انزوا، نیاز به همراه و هم‌صحبت و احساس بی‌حوصلگی و بی قراری. مقادیر اشتراک و بار عاملی سؤالات پرسشنامه نشان داد که بار عاملی سؤالات در دامنه ‏0.49‏ تا ‏0.8‏ قرار داشته و بار عاملی پذیرفته‌شده‌ای دارند. در نسخه ایرانی مقیاس از روش آلفای کرونباخ برای تعیین ضریب پایایی مقیاس استفاده شد که برای کل مقیاس ‏0.83‏ به‌دست آمد. همچنین روایی ابزار تأیید شده و مقدار آن را با روش آلفای کرونباخ ‏0.93‏ محاسبه شده است [‏13‏، ‏14‏].
پرسشنامه همدلی عاطفی که نخستین بار توسط لودیس^[8] تدوین شده است، دارای ‏33‏ عبارت است و پاسخ‌های عاطفی فرد به واکنش‌های عاطفی دیگران را در طیف نُه درجه‌ای لیکرت (از کاملاًمخالف تا کاملاً موافق) می‌سنجد. حداقل و حداکثر نمره آزمودنی به ترتیب ‏33‏ و ‏297‏ است. لودیس در نمونه‌ای متشکل از ‏924‏ نفر از جمعیت عمومی ضریب آلفای کرونباخ را برای این پرسشنامه ‏0.91‏ گزارش کرد که نشان‌دهنده همسانی درونی خوب آن است. به منظور بررسی روایی سازه این مقیاس، در تحقیقات لودیس از تحلیل عاملی اکتشافی با روش تحلیل مؤلفه‌های اصلی برای کل شرکت‌کنندگان استفاده شد که توانست ‏67‏% واریانس کل را تبیین کند. در ایران اعتبار و روایی همگرا و تشخیصی (افتراقی) آن از طریق اجرای همزمان سیاهه سلامت روانی و فهرست عواطف مثبت و منفی تعیین شد. نتایج ضرایب همبستگی پیرسون در تحقیقات نشان داد که نمره آزمودنی‌ها در مقیاس همدلی عاطفی با بهزیستی روان‌شناختی و عواطف مثبت همبستگی مثبت، و با درماندگی روان‌شناختی و عواطف منفی همبستگی منفی دارد. این نتایج، روایی همگرا و تشخیصی مقیاس همدلی عاطفی را تأیید می‌کند. پایایی بازآزمایی این ابزار در جمعیت ایرانی ‏0.71‏ گزارش شده است [‏17‏-‏15‏].
مقیاس انعطاف‌پذیری شناختی که توسط دنیس و وندروال^[9] ساخته شده است. یک ابزار خودگزارشی کوتاه ‏20‏ سؤالی است و برای سنجش نوعی از انعطاف‌پذیری شناختی که در موقعیت فرد برای چالش و جایگزینی افکار ناکارآمد با افکار کارآمدتر لازم است، به کار می‌رود. شیوه نمره‌گذاری آن براساس مقیاس 7 درجه‌ای لیکرتی از 1 تا 7 است (نمره حداقل ‏20‏ و حداکثر ‏140)‏ و تلاش دارد تا سه جنبه از انعطاف‌پذیری شناختی را بسنجد: الف) میل به درک موقعیت‌های سخت به شکل موقعیت‌های قابل کنترل، ب) توانایی درک چندین توجیه جایگزین برای رویدادهای زندگی و رفتار انسان‌ها و ج) توانایی ایجاد چندین راه حل جایگزین برای موقعیت‌های سخت. نمره بالا در این پرسشنامه حاکی از انعطاف‌پذیری شناختی بالاتر فرد است. این پرسشنامه در کار بالینی و غیربالینی و برای ارزیابی میزان پیشرفت فرد در ایجاد تفکر انعطاف‌پذیر در درمان شناختی رفتاری بیماری‌های روانی به کار می‌رود. روایی همزمان این پرسشنامه با پرسشنامه افسردگی بک برابر با ‏0.39‏- و روایی همگرای آن با مقیاس انعطاف‌پذیری شناختی مارتین و رابین ‏0.75‏ بود. ضریب آلفای کرونباخ کل مقیاس ‏0.90‏ و برای خرده مقیاس‌ها به ترتیب ‏0.87‏، ‏0.89‏، ‏0.55‏ گزارش شده است. همچنین بر اساس شاخص برازش تطبیقی ‏(CFI)‏[10] این پرسشنامه از روایی عاملی همگرا و همزمان مطلوبی در ایران برخوردار است [‏18‏، ‏19‏].
پرسشنامه راهبردهای تنظیم شناختی هیجان توسط گرانفسکی^[11] و همکاران در سال ٢٠٠١ تدوین شد و یک ابزار خودگزارشی چندبعدی دارای ‏36‏ ماده است که دارای فرم ویژه بزرگسالان و کودکان است. این پرسشنامه راهبردهای سرزنش خویش، پذیرش، نشخوارگری، تمرکز مجدد مثبت، تمرکز مجدد بر برنامه‌ریزی، ارزیابی مجدد مثبت، اتخاذ دیدگاه، فاجعه‌انگاری و سرزنش دیگران را ارزیابی می‌کند. نمره‌گذاری پرسشنامه از‏ 1 ‏تا 5 (هرگز تا همیشه) است و هرچه نمره فرد بالاتر باشد نشانه استفاده بیشتر از راهبرهای شناختی است. گرانفسکی و همکاران اعتبار و روایی مطلوبی را برای این پرسشنامه گزارش کرده‌اند. فرم فارسی این مقیاس به وسیله سامانی و صادقی اعتباریابی شده است. ضریب آلفا برای خرده مقیاس‌ها به وسیله گرانفسکی و همکاران در دامنه ‏0.71‏ تا ‏0.81‏ گزارش شده است. برای بررسی روایی همگرا و واگرای این پرسشنامه در ایران از مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس استفاده شده است که شامل ٢١ پرسش مندرج چهارنمره‌ای (از کاملاً شبیه من تا کاملاً متفاوت با من) است و سه عامل افسردگی، استرس و اضطراب را ارزیابی می‌کند. در این مقیاس هر پرسش یک عامل اختلال هیجانی را ارزیابی می‌کند [‏20‏].
پرسشنامه تاب‌آوری در سال ٢٠٠٣ با مرور منابع پژوهشی سال‌های ‏1991‏ تا ‏1997‏ حوزه تاب‌آوری توسط کونور و دیویدسون^[12] با ٢٥ سؤال در مقیاس لیکرت (بین صفر و ٤) تهیه شد. نمره میانگین این مقیاس ٥٢ است، به طوری که هر چه نمره آزمودنی از ٥٢ بالاتر باشد از تاب‌آوری بالاتر و هر چه نمره او به صفر نزدیک‌تر باشد، از تاب‌آوری کمتری برخوردار خواهد بود [‏21‏].
نمونه‌گیری به روش خوشه‌ای چندمرحله‌ای انجام شد. در مرحله اول، جامعه پژوهش شهر تهران و مناطق آن خوشه‌های اولیه تعریف شدند. سپس سه منطقه به‌صورت تصادفی انتخاب شد. در مرحله بعد، از هر منطقه یک کلینیک به‌صورت تصادفی انتخاب و نمونه‌ها به روش در دسترس/هدفمند از مراجعه‌کنندگان (طبق معیارهای ورود) به مطالعه وارد شدند.

به منظور آگاهی آزمودنی‌ها از نوع فعالیتی که قرار است در آن شرکت نمایند، قبل از شروع برنامه درباره اهداف پژوهش و علت تکمیل پرسشنامه به آنان توضیح کامل داده ‌شد و با هدف رعایت اصول اخلاقی، اطلاعات هویت آزمودنی‌ها محرمانه باقی ماند.

در این پژوهش از جدول توزیع فراوانی (به‌منظور بررسی ویژگی‌های آزمودنی‌ها، شاخص‌های آمار توصیفی شامل فراوانی، میانگین، انحراف معیار، کمینه، بیشینه، کجی، کشیدگی) و مدلسازی معادلات ساختاری (مدل اندازه‌گیری و مدل معادلات ساختاری) از نرم افزار ‏AMOS‏ و ‏SPSS‏ نسخه ‏24‏ استفاده شد. جهت سنجش برازش مدل اندازه‌گیری از روایی همگرا^[13]، روایی واگرا^[14] و پایایی ابزار استفاده شد که شامل سه معیار ضرایب بار عاملی^[15]، ضرایب آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی ‏(CR)‏^[16] است. ابتدا مدل اندازه‌گیری از طریق تحلیل عاملی تأییدی و شاخص‌های روایی همگرا و واگرا بررسی شد. سپس مدل ساختاری (مدل مسیر) به منظور آزمون فرضیه‌های تحقیق و بررسی نقش واسطه‌ای تنظیم هیجان برازش داده شد. برای ارزیابی برازش مدل از شاخص‌هایی مانند χ²/‏df‏، ‏CFI‏، ‏GFI‏، ‏RMSEA‏ و ‏SRMR‏ استفاده شد. جهت برازش مدل ساختاری از معیار ضریب معناداری ‏(T‏­‏values)‏، ضریب تعیین ‏(R²)‏ و ضریب قدرت پیش‌بینی ‏(Q²)‏ استفاده شد.

در این پژوهش، ‏129‏ نفر ‏(46.1‏%) مرد و ‏151‏ نفر ‏(53.9‏%) زن بودند. بیشترین فراوانی مربوط به گروه سنی ‏50‏-‏41‏ سال با ‏99‏ نفر ‏(35.4‏%) بود. پس از آن به ترتیب گروه‌های ‏40‏-‏30‏ سال با ‏76‏ نفر ‏(27.1‏%) بیش از ‏50‏ سال با ‏66‏ نفر ‏(23.6‏%) و زیر ‏30‏ سال با ‏39‏ نفر ‏(13.9‏%) قرار داشتند.
همان‌گونه که در جدول 1 مشاهده می‌شود، میانگین نمره متغیر طلاق عاطفی برابر با ‏2.37‏ ±‏15.30‏ است. در متغیر تاب‌آوری، بیشترین میانگین مربوط به مؤلفه «تأثیرات معنوی» با مقدار ‏1.94‏ و کمترین مقدار به مؤلفه «تصور از شایستگی فردی» با میانگین ‏1.84‏ اختصاص دارد. این میانگین‌ها کمتر از حد متوسط مقیاس هستند و بیانگر میزان تاب‌آوری پایین‌تر از حد متوسط در افراد مطالعه است. در خصوص متغیر همدلی عاطفی، بالاترین میانگین مربوط به مؤلفه «ثبات عاطفی» با مقدار ‏3.02‏ و پایین‌ترین میانگین به مؤلفه «همدلی واکنشی» با مقدار ‏2.36‏ تعلق دارد. در متغیر تنظیم شناختی هیجان نیز مؤلفه «تمرکز مجدد مثبت» با میانگین ‏3.41‏ بالاترین و مؤلفه‌های «عدم نشخوار فکری» و «عدم فاجعه‌سازی» با میانگین ‏3.32‏ پایین‌ترین مقدار را دارند.

همان‌طور که در جدول ۲ مشاهده می‌شود، تمامی بارهای عاملی بالاتر از ‏0.4‏ و در سطح معناداری هستند. شاخص‌های پایایی شامل آلفای کرونباخ و ‏CR‏ برای تمامی سازه‌ها بالاتر از ‏0.7‏ بود که بیانگر پایایی مطلوب ابزار است. همچنین، میانگین واریانس استخراج‌شده ‏(AVE)‏[17] برای تمامی متغیرها بالاتر از ‏0.5‏ بود که نشان‌دهنده روایی همگرای مناسب ابزار سنجش است. مطابق با نتایج ارائه شده در شکل 2، تمامی بارهای عاملی بالاتر از مقدار معیار ‏0.4‏ بوده‌اند که نشان‌دهنده کفایت رابطه بین شاخص‌ها و سازه‌های مربوطه است. به‌منظور ارزیابی پایایی و روایی همگرای مدل اندازه‌گیری، شاخص‌های آلفای کرونباخ، ‏CR‏ و ‏AVE‏ بررسی شدند.
نتایج جدول مربوطه نشان داد که مقدار آلفای کرونباخ و ‏CR‏ برای تمامی متغیرهای پژوهش بیش از ‏0.7‏ است. با توجه به اینکه مقدار ‏0.7‏ حداقل آستانه قابل قبول برای پایایی در پژوهش‌های علوم رفتاری در نظر گرفته می‌شود (و مقادیر بالاتر از ‏0.8‏ نشان‌دهنده پایایی مطلوب هستند)، می‌توان نتیجه گرفت ‌که سازه‌های پژوهش از انسجام درونی و ثبات اندازه‌گیری مناسبی برخوردارند. همچنین، مقدار ‏AVE‏ برای تمامی سازه‌ها بیش از ‏0.5‏ به دست آمده است که بیانگر آن است که هر سازه بیش از ‏50‏% واریانس شاخص‌های خود را تبیین می‌کند؛ بنابراین، روایی همگرای مدل مورد تأیید قرار می‌گیرد. بر اساس کفایت بارهای عاملی، مقادیر مطلوب آلفای کرونباخ، ‏CR‏ و ‏AVE‏، می‌توان نتیجه گرفت که مدل اندازه‌گیری از برازش مناسب، پایایی مطلوب و روایی همگرای قابل قبول برخوردار است.

با توجه به ‏AVE‏ متغیرها در جدول ۲ و مقایسه مقادیر ریشه دوم آنها با ضرایب همبستگی بین سازه‌ها در جدول ۳، مشاهده می‌شود که برای تمامی متغیرها، مقدار ریشه دوم ‏AVE‏ (که در قطر اصلی ماتریس ‏Fornell‏-‏Larcker‏ قرار می‌گیرد) بزرگتر از همبستگی‌های مربوطه با سایر سازه‌ها است. این الگو نشان می‌دهد که هر سازه بیشتر با شاخص‌های خود همبستگی دارد تا با سازه‌های دیگر، که این امر حاکی از روایی واگرای مناسب و تفکیک‌پذیری خوب مفاهیم نظری در مدل پژوهش است. بنابراین، مدل اندازه‌گیری از نظر روایی واگرا شرایط مطلوبی دارد.
با توجه به ضرایب معناداری در شکل 3، مقدار t در مسیر تأثیر انعطاف‌پذیری شناختی بر تنظیم هیجان برابر با ‏2.19‏، در مسیر تأثیر تاب‌آوری بر طلاق عاطفی برابر با ‏3.53‏ و در مسیر تأثیر همدلی عاطفی بر طلاق عاطفی برابر با ‏3.99‏ محاسبه شده است. از آنجا که همه این مقادیر بزرگتر از آستانه بحرانی ‏1.96‏ (در سطح معناداری ‏0.05‏ و آزمون دوطرفه) هستند، می‌توان نتیجه گرفت که تمامی مسیرهای بررسی‌شده در مدل ساختاری از نظر آماری معنادار بوده و فرضیه‌های مربوط به این مسیرها تأیید می‌شوند.

بر اساس مقادیر به‌دست‌آمده برای ضریب تعیین ‏(R‏²)، متغیر طلاق عاطفی دارای مقدار ‏0.636‏ و متغیر تنظیم هیجان دارای مقدار ‏0.416‏ است. با توجه به مقادیر معیار پیشنهادی ‏(0.19‏ برای ضعیف، ‏0.33‏ برای متوسط و ‏0.67‏ برای قوی)، می‌توان گفت که مقدار R² برای متغیر طلاق عاطفی در سطح نسبتاً قوی و برای متغیر تنظیم هیجان در سطح متوسط به بالا قرار دارد. بنابراین، مدل ساختاری پژوهش از نظر قدرت تبیینی متغیرهای درون‌زا از برازش مطلوبی برخوردار است.
با توجه به مقادیر به‌دست‌آمده برای شاخص Q²، مقدار این ضریب برای متغیر طلاق عاطفی برابر با ‏0.609‏ و برای متغیر تنظیم هیجان برابر با ‏0.201‏ بوده است. بر اساس معیارهای پیشنهادی ‏(0.02‏ برای پیش‌بینی ضعیف، ‏0.15‏ برای متوسط و ‏0.35‏ برای قوی)، می‌توان نتیجه گرفت که مدل تحقیق از قدرت پیش‌بینی قوی برای متغیر طلاق عاطفی و قدرت پیش‌بینی متوسط برای متغیر تنظیم هیجان برخوردار است. این نتایج مؤید آن است که مدل ساختاری پژوهش از منظر پیش‌بینی‌پذیری نیز از برازش مناسبی بهره‌مند است.

هدف اصلی پژوهش، بررسی و مدل‌سازی روابط بین متغیرهای روان‌شناختی مؤثر بر طلاق عاطفی در خانواده‌های نظامی بود؛ به‌ویژه تأکید بر نقش تاب‌آوری، همدلی عاطفی و انعطاف‌پذیری شناختی، با در نظر گرفتن نقش واسطه‌ای تنظیم هیجان بود. نتایج نشان داد مدل‌یابی معادلات ساختاری طلاق عاطفی براساس تاب‌آوری، همدلی عاطفی و انعطاف‌پذیری شناختی با نقش واسطه‌ای تنظیم هیجان در زوج‌های در معرض طلاق عاطفی از برازش مطلوبی برخوردار است. این یافته با نتایج مطالعات پیشین همسو است [‏27‏-‏22‏].
یافته‌های پژوهش حاکی از آن بود که تاب‌آوری، همدلی عاطفی و انعطاف‌پذیری شناختی، همگی به‌طور مستقیم با طلاق عاطفی در ارتباط معنادار قرار دارند. به‌بیان‌دیگر، زوج‌هایی که از سطح بالاتری از تاب‌آوری برخوردارند، در برابر فشارها و مشکلات رابطه‌ای مقاوم‌تر هستند و در نتیجه کمتر درگیر طلاق عاطفی می‌شوند. همچنین همدلی عاطفی نیز نقش مهمی در کاهش طلاق عاطفی ایفا می‌کند؛ افرادی که توانایی درک و همدلی با احساسات شریک زندگی خود را دارند، ارتباط عاطفی عمیق‌تری را تجربه می‌کنند و بهتر می‌توانند در شرایط بحرانی از گسست عاطفی جلوگیری نمایند. همچنین انعطاف‌پذیری شناختی یعنی توانایی بازنگری در افکار، پذیرش دیدگاه‌های مختلف و عبور از تعصبات ذهنی، موجب بهبود تعاملات زوج‌ها و کاهش تعارضات درونی می‌شود که این نیز به کاهش طلاق عاطفی منجر می‌گردد. یکی از یافته‌های برجسته این پژوهش، نقش واسطه‌ای تنظیم هیجان در رابطه میان متغیرهای پیش‌بین و طلاق عاطفی بود. نتایج نشان داد که تنظیم هیجان به‌طور معناداری در مسیر علّی بین تاب‌آوری، همدلی عاطفی و انعطاف‌پذیری شناختی با طلاق عاطفی نقش واسطه‌ای ایفا می‌کند. این بدان معناست که توانایی فرد در مدیریت هیجانات خود می‌تواند اثر ویژگی‌های روان‌شناختی مثبت را بر کاهش طلاق عاطفی افزایش دهد. به‌عبارت‌دیگر، زوج‌هایی که علاوه بر برخورداری از صفات مثبت روان‌شناختی، قادرند هیجانات خود را به‌درستی شناسایی، پردازش و تنظیم کنند، در حفظ رابطه عاطفی و پیشگیری از فروپاشی تدریجی آن موفق‌تر عمل می‌کنند. مطالعات قبلی نشان داده‌اند که تاب‌آوری و تنظیم هیجان نقش مهمی در سلامت روان و روابط بین‌فردی دارند. همچنین همدلی عاطفی در جایگاه یک مؤلفه مهم در بهبود روابط زناشویی و نیز انعطاف‌پذیری شناختی در جایگاه عاملی مؤثر در حل مسئله و تعدیل شناختی، پیش‌تر نیز توسط پژوهشگران تأکید شده‌اند [‏28‏، ‏29‏]. این هم‌راستایی نشان می‌دهد که مدل مفهومی پژوهش حاضر از پشتوانه نظری و تجربی محکمی برخوردار است. با توجه به نتایج پژوهش، می‌توان چنین نتیجه گرفت که مدل پیشنهادی نه‌تنها از برازش مناسبی برخوردار بوده، بلکه توانسته است به‌صورت منسجم و معنادار، تعامل میان عوامل روان‌شناختی مؤثر بر طلاق عاطفی را تبیین کند. این یافته‌ها بیانگر آن است که مداخلات بر پایه تقویت تاب‌آوری، آموزش مهارت‌های همدلی، بهبود انعطاف‌پذیری شناختی و ارتقای توانایی‌های تنظیم هیجان، می‌تواند رویکردی مؤثر باشد و برای کاهش طلاق عاطفی توسط مشاوران خانواده، روان‌شناسان و برنامه‌ریزان سلامت خانواده استفاده شود.
برخی محدودیت‌ها در این مطالعه قابل بررسی‌اند. جامعه آماری پژوهش خانواده‌های نظامی بوده‌اند که از نظر ویژگی‌های اجتماعی، فرهنگی و ساختار روان‌شناختی با خانواده‌های غیرنظامی تفاوت دارند. بنابراین، تعمیم نتایج به سایر گروه‌های جمعیتی باید با احتیاط صورت گیرد. داده‌های پژوهش از طریق پرسشنامه‌های خودگزارشی گردآوری شده‌اند که همواره با خطر سوگیری پاسخ‌دهی (مثلاً تمایل به پاسخ‌های دفاعی) مواجه هستند. این امر به‌ویژه در خانواده‌های نظامی، که ممکن است از ابراز هیجانات منفی یا مشکلات خانوادگی خودداری کنند، می‌تواند بر اعتبار نتایج اثر بگذارد. اگرچه مدل ساختاری پژوهش عوامل کلیدی مؤثر بر طلاق عاطفی را بررسی کرده است، اما برخی متغیرهای مهم مانند رضایت زناشویی، سبک دلبستگی، سبک‌های حل تعارض، سابقه مشکلات روان‌شناختی یا سطح حمایت اجتماعی کنترل نشده‌اند. این عوامل می‌توانند بر روابط بین متغیرهای مدل اثرگذار باشند و نقش تعدیل‌گر یا مداخله‌گر داشته باشند. بنابراین با توجه به ویژگی‌های خاص خانواده‌های نظامی، پیشنهاد می‌شود مدل ساختاری پژوهش حاضر در خانواده‌های غیرنظامی نیز اجرا شود تا امکان مقایسه و بررسی نقش فرهنگ سازمانی در طلاق عاطفی فراهم گردد. با توجه به مقطعی بودن پژوهش حاضر، پیشنهاد می‌شود در مطالعات آینده از طرح‌های طولی برای بررسی پویایی روابط بین متغیرها در گذر زمان استفاده شود؛ برای مثال، تغییرات تنظیم هیجان و همدلی در طول چند ماه در زوج‌هایی پیگیری شود که احتمال طلاق عاطفی در آنها بیشتر وجود دارد. همچنین در پژوهش‌های آتی می‌توان با ورود متغیرهای دیگری به مدل از قبیل سبک‌های دلبستگی، تعارض زناشویی، حمایت اجتماعی، باورهای مذهبی یا کیفیت ارتباط جنسی، چگونگی اثرگذاری این عوامل بر روابط بین متغیرهای اصلی بررسی شود.

این پژوهش زیر نظر کمیته اخلاق در پژوهش دانشگاه دانشگاه آزاد اسلامی- واحد تهران شمال با کد ‏IR.IAU.TNB.REC.1404.077‏ به تصویب رسیده است.
بدین وسیله از تمامی شرکت‌کنندگان محترم در این پژوهش که با صرف وقت خود ما را در انجام این مطالعه یاری نمودند، صمیمانه تشکر می‌کنیم. همچنین از مسئولین محترم کلینیک همکار و سازمان نظام روانشناسی و مشاوره ایران که زمینه دسترسی به نمونه پژوهش را فراهم آوردند، تقدیر و تشکر به عمل می‌آید.

نویسندگان اعلام می‌کنند که در این پژوهش هیچ‌گونه تعارض منافعی وجود ندارد.

نویسنده اول در جمع‌آوری داده‌ها و نگارش مقاله، نویسنده دوم در بازنگری نهایی مقاله و نویسنده سوم در مرور متون و ویرایش ادبی مقاله مشارکت داشتند. همه نویسندگان در ایده‌پردازی و انجام طرح، همچنین نگارش اولیه مقاله یا بازنگری آن سهیم بوده‌اند و همه با تأیید نهایی مقاله حاضر مسئولیت دقت و صحت مطالب مندرج در آن را می‌پذیرند.