Determinants of First Marriage Survival of Iranian Divorced Women: A Study among Those Who Did Not Living Together Before Divorce

Document Type : Original Article

Authors

1 Associate Professor of Applied Statistics, Statistical Methods and Demographic Modeling Department, National Institute for Population Research, Tehran, Iran

2 Associate Professor of Biostatistics, Statistical Methods and Demographic Modeling Department, National Institute for Population Research, Tehran, Iran

Abstract

Abstract
It seems necessary to identify underlying factors of conflict between couples, and especially women before starting marriage life, to prevent divorce in the later stages of marriage. The current study aims to investigate the factors affecting First Marriage Survival (FMS) of 279 divorced women without marriage life experience. First, the most important determinants of women’s FMS were selected using the non-parametric survival forest approach, and then parametric survival models were fitted to the data. FMS of 17.9% and 30.1% women were less than one year and 1-2 years, respectively. Using the most efficient survival forest algorithm in forecasting, important covariates were extracted and the shared frailty Weibull accelerated failure time model was fitted as the final FMS model; educational years (P-value=0.001) and informal (P-value=0.013) and formal (P-value=0.007) acquaintance years had significant effects on these women’s FMS. Therefore, it is necessary to adopt appropriate policies to provide the possibility of employment for educated women, increase the formal acquaintance duration, and reduce the informal acquaintance duration to survive women's marriages in the pre-marriage period.
 
Introduction
Divorce is often of great importance due to multiple social consequences and different groups that affect the micro and macro levels, and numerous studies have been conducted on its causes and consequences carried out all over the world.
Despite many studies conducted on marriage and divorce, a limited number of them have been done to model marriage survival. On the other hand, classical survival analysis methods are not efficient in analyzing big data. Thus, considering the importance and prominent role of women in the family and society, their greater vulnerability to the divorce consequences, and their key effects on fertility rate changes, the most important determinants of FMS for divorced women without marriage life experience were investigated. For this purpose, first, survival forests were used and the most important variables affecting FMS were selected from study covariates. Then, factors affecting FMS were determined by applying parametric frailty models of survival analysis.
 
Methods and Data
The present study is a secondary analysis of a cross-sectional survey conducted during the fall of 2017 to 2018 by the Civil Registration Organization that studied those referred to the divorce registry offices in all provinces of Iran to register their divorce.
Out of 1504 first-marriage divorced women, 279 were related to women without marriage life experience, and the most important determinants of their FMS were selected using survival forest methods based on the covariate. Then, the effect of selected covariates on FMS was determined by individual and joint frailties parametric survival models.
Random Forests (RF) are group tree models with an extensive application in machine learning algorithms. Random Survival Forest (RSF) from RF generalizations was introduced for right-censored survival data. In this study, after selecting the most important covariates through the selected RSF algorithm, parametric survival models based on accelerated failure time (AFT) in which the acceleration factor is assumed to be constant over time are applied. To do so, R, Stata, and SAS software were used to fit the models.
 
Findings
In this study, 68.8%, 27.3%, and 3.9% of divorced women were in age groups of 15-25 years, 25-35 years, and 35 years and more, respectively. The FMS of 17.9%, 30.1%, 19.0%, 15.4%, 9.3%, and 7.2% of these women were less than one year, 1-2 years, 2-3 years, 3-4 years, 4-5 years and 5-10 years, respectively. The median FMS was 28 ± 3.26 months and almost 80 percent of their divorces occurred by the 47th month after their marriage.
According to predictive performance indices, RSF1 is the most efficient RSF algorithm for analyzing the FMS of women. RSF1 reveals that the number of women’s, their spouse’s, mother's, father’s, and father-in-law's educational years, counseling after the marriage problem began, women’s and their spouse’s siblings, formal and informal acquaintance years, cultural time use, provisional married divorce rate and human development index, family divorces, and marriage age are the most vital determinants of FMS.
According to the values of AIC and BIC, the Weibull AFT model was selected as the FMS model. Then, this model with individual and shared frailties based on two provisional variables of the human development index and divorce rate is fitted. Weibull AFT model with common frailty for the married divorce rate variable with inverse Gaussian distribution was selected as the final model for FMS. Based on the results of the fitted model, the number of educational years (P-value=0.001), and the number of informal (P-value =0.013) and formal (P-value =0.007) acquaintance years, had significant effects on FMS. The following interpretations can be obtained by calculating the Acceleration Factors (AF):

Based on the AF, the number of women’s educational years, 1.044, and informal acquaintance years,1.087, it can be concluded that for women residing in provinces with the same married divorce rates, their FMS increases with increasing the number of their educational years and informal acquaintance years.
Based on the AF, the number of informal acquaintance years, 0.935, it can be concluded that for women residing in the provinces with the same married divorce rates, the survival of their FMS decreases by increasing the number of informal acquaintance years.

 
Conclusion and Discussion
This study investigated the factors affecting the FMS of divorced women without marriage life experience and concluded educational level and formal and informal acquaintance years as influential variables.
In the current study by increasing the number of women’s educational years, the FMS of divorced women increases. The educational level cannot be considered one of the most fundamental factors for marriage stability, but couples with a higher education level will have the possibility to earn more through their education and therefore not be inclined to divorce. Therefore, if the growth of women's education and the expansion of higher education are accompanied by the creation of job opportunities, the increase in family income sources leads to a higher expected value of marital life and helps strengthen the family.
One of the steps that couples must pass through safely before beginning their marriage life, includes periods of informal and formal acquaintances. Since a marriage event is an entrance to a new stage of life, how to begin and form relationships during the engagement period influences couples' behavior and subsequent encounters. In this study, the results showed that as the number of informal acquaintance years increases, the FMS of divorced women decreases.
Despite the importance of premarital developmental periods, some couples do not have enough time opportunity to get to know each other, and their formal acquaintance and engagement time is usually shorter than that to gain an understanding of each other; as a result, this period affects the vulnerability of marriage to divorce. The current study findings showed that having formal acquaintance years could decrease the divorce risk.

Keywords

Full Text

مقدمه و بیان مسأله

خانواده به‌عنوان کوچک‌ترین واحد اجتماعی که با ازدواج زن و مرد تشکیل می‌شود، وظایف و کارکردهاى متفاوتى برعهده دارد و مکان اصلى تربیت و اجتماعی شدن انسان‌ها، یادگیرى ارزش‌ها، هنجارها و شکل‌گیرى کنش‌ها و تعاملات بین فردى می‌باشد (حسینی و همکاران، 1394). خانواده دارای ابعاد و پیامدهای زیستی، روانی، اجتماعی، اقتصادی، فرهنگی و حتی سیاسی است و از منظر علوم مختلف نظیر جمعیت‌شناسی، جامعه‌شناسی، انسان‌شناسی و روان‌شناسی قابل مطالعه و بررسی می‌باشد (بنی‌‌هاشمی و همکاران، 1398).

انقلاب صنعتی از نیمه دوم قرن هجدهم با تغییرات بنیادین و سریع در ساختار فناوری در انگلستان به وجود آمد و با تسری تدریجی به سایر بخش‌های جهان، منشاء بزرگترین دگرگونی‌ها در جامعه انسانی و شکل‌گیری جامعه صنعتی گردید. این انقلاب باعث تحول در حوزه‌های بهداشت، اقتصاد، سیاست و خانواده گردید (دیهول و همکاران، 1397؛ عباسی‌شوازی و عسکری‌ندوشن، 1384؛Abbasi-Shavazi & Mc Donald, 2007). توسعه اقتصادی- اجتماعی با وجود امتیازات بسیار، مسائل متعددی را در حوزه‌های مختلف به‌ویژه خانواده به وجود آورد؛ با تغییر شیوه زندگی و روابط اجتماعی، نگرش‌های نوین را ایجاد کرد و متعاقباً پدیده‌ها و مسائلی چون جنایت، خشونت، بحران خانواده، اعتیاد، فقر و به‌ویژه طلاق را به‌دنبال داشت.

براساس گزارش سازمان ملل متحد (2020)، در سال‌های اخیر نرخ طلاق به‌طور قابل‌توجهی نه تنها در کشورهای توسعه‌یافته؛ بلکه در کشورهای در حال توسعه‌ نیز افزایش یافته است. در ایران، براساس آخرین آمار اعلام شده از سازمان ثبت احوال کشور میزان ناخالص نرخ ازدواج در سال 1399 ( (8/6 درصد) نسبت به سال 1392 (10.5 درصد) کاهش یافته و نرخ طلاق متأهلان برابر 5/8 درصد بوده است (سالنامه آمارهای جمعیتی، 1399).

طلاق اغلب، به‌دلیل پیامدهای اجتماعی متعدد (مانند فروپاشی نهاد خانواده، افزایش گرایش به رفتارهای نابهنجار مانند مصرف مواد مخدر، خودکشی و کاهش سلامت روانی) و گروه‌های مختلفی 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 اهمیت فراوان داشته و مطالعات متعددی در مورد علل و پیامدهای آن در سرتاسر جهان انجام می‌گیرد.

یکی از مراحلی که زوجین باید به ‌سلامت از آن عبور کنند، مراحل قبل از آغاز زندگی مشترک می‌باشد که شامل دوران‌های آشنایی غیررسمی (روابط دوستی بین دختر و پسر) و آشنایی رسمی (از خواستگاری تا آغاز زندگی مشترک، دوره نامزدی یا عقد) می‌گردد. رویداد ازدواج ورود به مرحله جدیدی از زندگی است که بخش بسیار مهمی از حیات فردی و اجتماعی را در برمی‌گیرد و چگونگی آغاز و شکل‌گیری روابط در دوران نامزدی بر روی رفتارها و برخوردهای بعدی زوجین اثرگذار است. به عقیده برخی از پژوهشگران سال‌های اول ازدواج از مقاطع مهم در چرخه زندگی مشترک هستند که در آن سطح تعارض و اختلافات افزایش می‌یابد (حاجلو و همکاران، 1393؛Helms et al., 2013).

به‌طور کلی عوامل متعددی در شکست یا بقای ازدواج مؤثرند و پژوهشگران از جنبه‌های متفاوتی به آن پرداخته‌اند. برخی عوامل فردی، خانوادگی، اجتماعی و اقتصادی و برخی دیگر زمینه‌های قومی- فرهنگی زوجین را از عوامل مؤثر بر این دو پدیده در نظر گرفته‌اند (حسینی و همکاران، 1394) که از میان این عوامل می‌توان به عدم تفاهم اخلاقی، اعتیاد، مشکلات روانی، دخالت خانواده و اطرافیان (یزدخواستی و همکاران، 1387؛ حسینی و همکاران، 1394)، دخالت خانواده همسر (رضازاده و همکاران، 1397؛ محسن‌زاده و همکاران، 1390؛Vasudevan et al.2015)، عوامل اقتصادی (علی‌مندگاری و رازقی نصرآباد، 1395)، اشتغال زنان (نوابخش و تمیز، 1390؛ صادقی، 1395؛ Bumpass & Lee, 2008 )، ازدواج مجدد (یزدخواستی و همکاران، 1387)، عدم توانایی حل تعارضات، روابط جنسی و سوگیری مذهبی (مهبد،1390؛ گلابی،1390؛ آخوندی و همکاران، 1396؛ شکوری، 1390؛ عرب و همکاران،1393؛ Gordon et al., 2009)، همسان‌همسری یا همکفوی (نوابخش و تمیز،1390؛ غیاثی و همکاران، 1389؛ ریاحی و همکاران، 1386؛ Sanne et al., 2012)، اختلاف تحصیلی زوجین، تحصیلات زن، سن ازدواج (حسینی و همکاران، 1394؛ غیاثی و همکاران، 1389؛ Larson & Holman, 1994)، طلاق عاطفی (بخارایی، 1386؛ رستا و عابدزاد نوبریان، 1392)، وجود و یا عدم وجود فرزند (قطبی و همکاران، 1383؛ مهدوی و تمیز، 1391؛ رحمت‌الهی، 1385؛ Bernardi & Martinez-Pastor, 2001)، تحصیلات زن (غیاثی و همکاران، 1389؛ عسکری‌ندوشن و همکاران، 1398؛ ایمان‌زاده و همکاران، 1400؛ صادقی، 1395)، سابقه طلاق در خانواده (رضازاده و همکاران، 1397؛ کاظمی‌پور و خوشنویس، 1392؛ شکوری، 1390) و نحوه گذران اوقات فراغت (آخوندی و همکاران، 1396) اشاره نمود.

با وجود مطالعات زیادی که در حوزه ازدواج و طلاق صورت گرفته تعداد محدودی از آن‌ها با هدف مدل‌سازی بقای ازدواج (طول مدت زندگی مشترک) انجام شده است (ایمان‌زاده و همکاران، 1400). از سوی دیگر، روش‌های تحلیل بقای کلاسیک (مانند روش‌های تحلیل نیمه‌پارامتری و پارامتری بقا) در تحلیل کلان داده‌ها یا داده‌های بزرگ[1] که در آن‌ها متغیرهای پیش‌بین زیاد می‌باشد، کارا نیستند. در این مطالعه با توجه به اهمیت و نقش برجسته‌ زنان در خانواده و جامعه، زنانه ‌شدن ساختار طلاق در کشور، آسیب‌پذیری بیشتر آن‌ها نسبت به پیامدهای مرتبط با طلاق و تأثیرات کلیـدی آن در تغییر نرخ بـاروری، مهمترین تعیین‌کننده‌های بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک بررسی شدند. بدین منظور و با توجه به حجم زیاد متغیرهای پیش‌بین، ابتدا با استفاده از رویکرد ناپارامتری جنگل‌های بقا مهمترین متغیرهای تأثیرگذار بر بقای ازدواج از میان متغیرهای پیش‌بین مربوط به خانواده‌های زنان و همسران آنان، زنان، گذران وقت زنان، زنان و همسران، همسان‌همسری، طلاق، ازدواج و کلان استانی انتخاب و سپس با استفاده از مدل‌های شکنندگی پارامتری تحلیل بقا عوامل مؤثر بر آن تعیین شدند.

پیشینه تجربی

نظریات رشدی و ساخت‌نگر بر بروز تعارضات بین فردی در مراحل اولیه چرخه زندگی، به‌دلیل تغییر در الگوهای رفتاری و قواعد و انتظارات برگرفته از خانواده‌ها تأکید دارند (Carr, 2000). محقق نشدن باورهای ذهنی که افراد قبل از ازدواج دارند، می‌تواند بر روابط زوجین بعد از ازدواج اثرات مثبت و یا منفی داشته باشد (Quinn & Odel, 1998)؛ از این رو احتمال بروز تعارض در دوران نامزدی بسیار زیاد است (Janesick, 2011) که می‌تواند منجر به بروز مجدد این تعارضات در دوران بعد از ازدواج گردد (Arriga & Foshee, 2004). از فواید دوران نامزدی می‌توان به بیشتر شدن شناخت طرفین نسبت به هم برای رسیدن به تفاهم بیشتر، فراهم شدن زمینه محبت پیش از عقد و تحکیم محبت بین زوجین، تمرین استقلال زوجین از خانواده‌های اصلی، برنامه‌ریزی برای رسیدن به اهداف مشترک و ارزش قائل شدن به احساسات و عواطف یکدیگر اشاره کرد. با افزایش دوره نامزدی و یا مدت آشنایی رسمی و طیف وسیع‌تری از عکس‌العمل‌های احساسی و روحی زوجین برای هم فاش می‌شود و ممکن است، زوجین دریابند که سبک زندگی آنان و همسرشان با یکدیگر هماهنگی و همخوانی ندارد و بخشی از شخصیت همسر شناخته می‌شود که این شناخت‌ها در نامزدی کوتاه‌مدت، بدست نمی‌آید. (باقری و سعادتی، 1401).

اسمعیلی و دهدست (1393) در بررسی کیفی تعارضات دوران نامزدی و ارتباط آن با رضایت زناشویی دریافتند که نحوه تعامل افراد در دوران نامزدی زمینه‌ساز رضایت و یا عدم رضایت زناشویی در مرحله بعد از ازدواج است. بنی‌جمالی و همکاران (1383) در مطالعه‌ای که بر روی علل از هم پاشیدگی خانواده‌ها قبل از ازدواج انجام داده بودند، به این نتیجه رسیدند که پایین بودن سن جوانان به هنگام ازدواج، فقر اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی، کم بودن سواد، پایین بودن سطح شغلی، دخالت بی‌مورد اطرافیان، سابقه طلاق والدین، وابستگی مالی زوجین به والدین، عدم همسویی زوجین در زمینه های مختلف زندگی و وجود بیماری‌های جسمی-روانی و اختلالات رفتاری اعلام نشده از سوی زوجین و خانواده‌های آن‌ها، از عوامل تهدیدکننده زندگی مشترک و سستی روابط در میان آنان هستند. بهرامی‌نژاد و رحمتی (1398) در مطالعه خود به بررسی نقش رویدادهای قبل از ازدواج (آشنایی، نامزدی، عقد) در بروز تعارضات زناشویی منجر به طلاق پرداختند؛ آنها متغیرهای پیش‌بین‌ دوره‌های پیش از ازدواج را در قالب دو عامل اصلی علل زمینه‌ساز تعارض و علل افزاینده تعارض دسته‌بندی کردند؛ علل زمینه‌ساز تعارض در دوره آشنایی شامل، نداشتن دوره آشنایی یا آشنایی محدود، تداوم رابطه علیرغم مخالفت خانواده، توسل به دروغگویی و پنهانکاری و کوری عاطفی؛ در دوره نامزدی شامل ورود به حریم خصوصی در مرحله نامناسب و اعتماد بیش از اندازه، اعتیاد، تداوم سنت‌های فرهنگی ناکارآمد و پنهانکاری خانواده و در دوره عقد شامل نادیده گرفتن نشانه‌های تهدید (کوری عاطفی)، خیانت عاطفی مرد و اختلافات خانواده‌های اصلی بود. علل افزاینده تعارض در دوران پیش از ازدواج در هر سه دوره شامل تداوم اعتیاد و عودهای مکرر، نادیده گرفتن ظاهر در زمان آشنایی و کم اهمیت تلقی کردن آن و دخالت‌های نامناسب خانواده‌های اصلی شناخته شد. یافته‌های رضازاده و همکاران (1397) که به بررسی عوامل زمینه‌ای و علل مؤثر بر طلاق پرداختند؛ نشان داد که نیمی از زنان متقاضی طلاق، دوره نامزدی نداشتند. دلایل طلاق پیش از ازدواج براساس این مطالعه تحقیق نکردن درباره همسر، نداشتن دوره نامزدی و وجود سابقه طلاق در خانواده زوجین بود. لیتزینگر و گردن[2] (2005) در همین راستا معتقدند که رابطه‌ای قوی بین مدت زمان آشنایی (رسمی) و سازگاری در زندگی زناشویی وجود دارد؛ در نتیجه افرادی که دوره آشنایی (رسمی) طولانی‌تری دارند، سازگاری بیشتری خواهند داشت.

لی و بام پس (2008) در بررسی خود درباره تعیین‌کننده‌های اقتصادی- اجتماعی طلاق در کره جنوبی از داده‌های شش پانل مطالعاتی درباره اشتغال و درآمد در مناطق شهری کره که در سال‌های 1998 تا 2003 جمع‌آوری شده بودند، استفاده کردند که شامل پیمایش دو پرسشنامه (اطلاعات خانوار و خصوصیات فردی) بود. نتایج این بررسی نشان داد که رابطه پیچیده‌ای بین اشتغال زنان و ناپایداری زندگی خانوادگی وجود دارد به‌نحوی‌که زنانی که ساعات کار آن‌ها طولانی بود و به‌عنوان کارمند حقوق‌بگیر کار می‌کردند، بیش از افراد غیرشاغل محتمل بود که طلاق بگیرند، زنانی که پس از ازدواج، به‌عنوان کارمند حقوق بگیر شاغل شده بودند بیش از افرادی که پیش از ازدواج شاغل بوده‌اند (شاید به این دلیل که با مشکل تغییر نقش‌ها و در پی آن با کاهش رضایتمندی از ازدواج مواجه می‌شدند) با احتمال بیشتری طلاق را تجربه کردند، درآمد زن ممکن است رضایت از زندگی زناشویی را کاهش و هم در برخی موارد افزایش دهد؛ برای زنانی که کارمند حقوق بگیر تمام وقت بودند، درآمد رابطه منفی با رضایت از زندگی زناشویی داشت، اما برای شاغلان نیمه‌وقت، پاره‌وقت و فصلی، درآمد منجر به رضایت بیشتر از زندگی زناشویی شده بود. احتمال جدایی یا طلاق طی پنج‌سال اولیه ازدواج زنان متأهل در جستجوی کار بیشتر از سایر زنان غیرشاغل بود؛ به نظر می‌رسد که مشکلات خانوادگی و خواست زن برای جدایی، او را برای جستجوی کار ترغیب می‌کرد.

لینگستاد و ژالووارا[3] (2010) معتقدند که اغلب مدل‌های تبیین‌کننده نرخ گسست خانواده، شامل متغیرهایی هستند که اثرات تعلق داشتن به گروه‌های اقلیت، نظیر مرزبندی‌های نژادی یا زبانی را در بر می‌گیرند. با این حال، یکی از موضوعات جالب توجه،مطالعه زندگی زوج‌هایی است که با ازدواج خود از مرزهای اقلیت- اکثریت خارج شده‌اند؛ در نظر نگرفتن این مرزها ممکن است مانع درک متقابل دو همسر شود، سطح دیدگاه‌های مشترک بین زوجین را کاهش دهد و بر حمایت اجتماعی قابل دریافت از سوی زوجین تأثیر بگذارد. آن‌ها همچنین، نشان دادند که به‌طورکلی نرخ طلاق در بین شهرنشینان بالاتر از روستانشینان است. در تبیین این تفاوت‌ها می‌توان به پایین بودن هزینه‌های یافتن یک شریک جنسی در مناطق شهری و سطوح بالاتر همبستگی اجتماعی در مناطق روستایی اشاره کرد. در بسیاری از کشورهای در حال توسعه، گسست پیوند زناشویی هنوز پدیده‌ای شهری است؛ زیرا در این کشورها نظام‌های نهادی و قانونی تنها در مناطق شهری به‌طور کامل موجود و در دسترس است (Diamant, 2000).

قطبی و همکاران (1383) به بررسی تأثیر متغیرهای جمعیت‌شناختی بر طول مدت زندگی مشترک پرداختند. نتایج این مطالعه نشان داد که عدم تفاهم اخلاقی، اعتیاد، دخالت خانواده‌ها، مشکلات اقتصادی، بیکاری و بیماری روانی همسر، ازدواج تحمیلی، بدگمانی همسر، مشکلات جنسی، بیماری‌های جسمی، خیانت همسر، ازدواج مجدد زوج و نازایی یکی از زوجین از علل اصلی طلاق بودند. همچنین نتایج نشان داد که با افزایش تعداد فرزندان، میزان طلاق کاهش یافت. در این مطالعه مشکلات فرهنگی که منجر به عدم تفاهم و دخالت خانواده‌ها در زندگی زوجین می‌شد، نقش بسیار مهمتری از مشکلات اقتصادی ایفا می‌کردند.

مهدوی و تمیز (1391) به تحلیل تشخیصی[4] جامعه‌شناختی ویژگی‌های ساختاری گروه هم‌گروه در بقای ازدواج (مطالعه موردی شهر تبریز) پرداختند. 386 متأهل در شهر تبریز که از سال1370 به بعد ازدواج کرده بودند، به روش سهمیه‌بندی تصادفی انتخاب و با روش تشخیصی تجزیه و تحلیل گردیدند. نتایج نشان داد که تابع تشخیص بقای ازدواج، شامل متغیرهای قدرت، انسجام، مشارکت، صمیمیت، قشربندی، رضایت، استقلال، ثبات و همسانی برای دو گروه افراد متأهل و مطلقه می‌باشد که در نگرش افراد به ازدواج و عملکرد بهتر زندگی زناشویی و همچنین رضایت و بقای ازدواج آنان، نقش به سزایی دارد.

نوروزی و همکاران (1399) به بررسی بقای ازدواج در زوجین تازه ازدواج کرده شهر تبریز با استفاده از تحلیل بقا با حضور مخاطرات رقیب پرداختند. در این مطالعه طولی، تعداد ۳۸۶ نفر از افرادی که از سال ۱۳۷۰ تا ۱۳۹۷ ازدواج کرده و جدا شده بودند و اطلاعات آن‌ها در اداره کل ثبت احوال این شهر به ثبت رسیده بود، به روش نمونه‌گیری تصادفی انتخاب شدند. نتایج این مطالعه نشان داد که داشتن رابطه با فرد دیگر، نحوه آشنایی با همسر به صورت سنتی، وضعیت اخلاقی- اعتقادی و نقش کم خانواده در انتخاب همسر در کنار مهریه پایین، همسانی محل سکونت قبل از ازدواج، بیمار بودن زوجین، تفاوت زیاد در سطح تحصیلات زوجین و مهریه بالای ۴۰۰ سکه، نداشتن ثبات کاری زوجین، نداشتن ثبات درآمدی یکی از زوجین سبب کاهش بقای ازدواج می‌گردد.

صادقی و همکاران (1397) به بررسی تأثیر الگوهای مختلف ازدواج در رضایت زناشویی و تمایل به طلاق در میان 720 جوان متأهل شهر تهران پرداختند. نتایج حاصل از این پژوهش نشــان داد که حدود یک ‌پنجم جوانان متأهل، رضایت پایینی از زندگی زناشویی و تمایــل زیادی به طلاق داشتند. براســاس نتایج تحلیــل چندمتغیره، الگوهای ازدواج تأثیر قوی و معناداری در رضایت زناشویی و تمایل به طلاق دارند. نتایج با کنترل متغیرهای اجتماعی-جمعیتی نشــان داد که رابطه و معاشــرت با جنس مخالف قبل از ازدواج، الگوهای ســنتی و مدرن انتخاب همسر و ناهمسان‌همسری طبقاتی به رضایت زناشویی کمتر و ریسک بیشتر طلاق منجر می‌شود. همچنین، با افزایش سطح تحصیلات، رضایت زناشویی به‌طور معناداری افزایش و درمقابل، تمایل به طلاق کاهش می‌یابد. سن ازدواج تأثیر معناداری در رضایت زناشویی دارد؛ جوانانی که در سنین زیر 20 سال ازدواج کرده‌اند، رضایت زناشویی پایین‌تری دارند، با این حال، متغیر سن ازدواج تأثیر معناداری در تمایل به طلاق نداشت. تجربه رابطه دوستی و معاشرت با جنس مخالف پیش از ازدواج از عواملی است که در رضایت زناشویی و تمایل به طلاق تأثیر معناداری دارد. تجربه معاشرت و رابطه جنسی قبل از ازدواج با فردی غیر از همسر فعلی، به کاهش معنادار رضایت زناشویی و تمایل به طلاق منجر شد. از اینرو، افرادی که قبل از ازدواج تجربه معاشرت و رابطه جنسی با جنس مخالف (غیرهمسر فعلی) داشته‌اند، در زندگی زناشویی خود با مشکل مواجه شده و ریسک طلاق در بین آن‌ها بالاتر بود.

 

مبانی نظری

در این بخش به تعدادی از دیدگاه‌های نظری در خصوص متغیرهای پیش‌بین در این مطالعه، پرداخته می‌شود. نظریه یادگیری اجتماعی[5] توسط بندورا[6] در سال 1977 توسعه یافت. در این نظریه، خانواده یک واحد اجتماعی پایه است که منشاء نگرش نسبت به ابعاد مختلف زندگی می‌شود. براساس این نظریه، چنانچه طلاق در یک منطقه رخ دهد و به موقع کنترل نشود، افراد بیشتری تحت تأثیر آن قرار می‌گیرند؛ به عبارت دیگر وقتی آمار طلاق افزایش یابد، از قبح آن کاسته شده و روز به روز تعداد آن بیشتر می‌شود به‌عنوان مثال احتمال طلاق فرزندان با تجربه طلاق والدین، در آینده، بیشتر است.

گرگوری باتسن[7] و دان جکسون[8] اولین کسانی بودند که نظریه نظام‌ها[9] را مطرح کردند. این نظریه، خانواده را فراتر از مجموعه اعضایش شامل افراد عضو آن، شخصیت‌ها، ویژگی‌ها و روابط بین آن‌ها در نظر می‌گیرد. این نظریه بر وابستگی و روابط متقابل در ساختار خانواده تأکید کرده و واکنش متقابل آن با ابرنظام‌های بیرون از محدوده‌اش را بررسی می‌کند. نظریه نظام‌های خانواده بر زمینه و بستر خانوادگی که زن و شوهر در آن قرار گرفته‌اند، تأکید دارد. این نظریه بر این فرض استوار است که ازدواج و طلاق می‌تواند، در بستر روابط خانوادگی بهتر درک و فهمیده شود. درواقع، زمانی‌که یک زوج ازدواج می‌کنند و یا طلاق می‌گیرند، بیش از یک زن و شوهر ازدواج می‌کنند و یا طلاق می‌گیرند. به نظر نظریه‌پردازان نظام خانواده، خانواده یک نظام اجتماعی متشکل از روابط پویا و وابسته است که هر عضو این نظام از اعمال دیگر اعضا و نیز کیفیت تعاملات بین دیگر اعضای خانواده تأثیر می‌پذیرد (عنایت و همکاران، 1392).

 نظریه مطرح دیگر در ارتباط با تمایل و گرایش به طلاق، نظریه همسان‌همسری[10] است. مطابق این نظریه، استحکام خانواده ناشی از وجود ویژگی‌های همسان میان زن و شوهر است. همسانی میان دو فرد آن‌ها را به سوی یکدیگر جذب و پیوند آن‌ها را پایدار می‌کند. به باور هیل[11] (1945) افراد در تلاش هستند تا همسری همسان داشته باشند و چنانچه این قاعده به دلایلی رعایت نشود، ممکن است زوجین ناسازگار و در نهایت، از یکدیگر جدا می‌شوند. باورمن[12] نیز معتقد است که انسان دانسته یا ندانسته در پی گزینش همسری است که با وی صفات مشترک دارد. همچنین به باور لاک و برگس[13] افراد بیشتر در راستای ازدواجی همسان‌گزینانه به جای ناهمسانگزینی عمل می‌کنند (ریاحی و همکاران، 1386). شنگ و یامامورا[14] بر این باورند که هر چه پیوندهای قومی و فرهنگی میان زوجین محکمتر باشد، به مراتب خطر جدایی آن‌ها کمتر است. به‌طورکلی، هرقدر درجه همگونی و همکفوی بیشتر باشد، زناشویی استوارتر و پایدارتر است (اسحاقی و همکاران، 1391).

نظریه مبادله[15] اجتماعی در جهت تبیین رابطه بین رفتار براساس پاداش یا مجازات است. این دیدگاه در مطالعات تجربی و نظری رفتار خانوادگی، عشق و ازدواج گسترش زیادی یافته است (آزاد ارمکی، 1381). طبق نظریه مبادله، عدم برابری هزینه و پاداش برای زوجین، احساس نابرابری در مبادله (ازدواج) را به همراه دارد و در نهایت به گسست روابط متقابل زوجین منجر می‌شود. بنابراین، پنداشت فرد از سود و زیان، در زندگی زناشویی اهمیت دارد. فرد باید توجه داشته‌ باشد که در صورت جدایی می‌بایست از چه پاداش‌ها و هزینه‌هایی در برابر پاداش‌ها و هزینه‌های جدید صرفنظر کند (جلیلیان، 1375) و در نهایت تصمیم‌گیری نماید که در کدام مرحله (پیش از طلاق یا پس از آن) بماند.

نظریه کارکردگرایی ساختی[16] بر چگونگی شکل‌گیری رفتارهای فردی از طریق ساختارها متمرکز است. اگر چه افراد در عمل امکان انتخاب دارند، ولی انتخاب‌ها از طریق ساختارها ایجاد می‌شوند. اقتصاد و خانواده به‌عنوان دو نهاد اجتماعی مرتبط و پیوسته در نظام اجتماعی، رابطه زوجین را به‌طور متفاوت تحت تأثیر قرار می‌دهند. براساس نظریه جامعه در حال گذار [17]آگاهی زنان یکی از مؤلفه‌های مهم در بروز تعارض بین زوج‌ها در خانواده است )عنایت، نجفی اصل و زارع، 1392). براساس نظریه حساسیت[18] سوادآموزی و افزایش سطح تحصیلات موجب می‌شود انسان‌ها نسبت به مسائل، حساس‌تر، ظریف‌تر و دقیق‌تر شوند؛ سواد همانند یک عامل آگاهی بخش عمل می‌کند و انسان‌ها را نسبت به مصائب دیگران آگاهتر می‌سازد. انسان بهتر می‌تواند سختی‌های دیگری یا دیگران را درک کند و از این رو بهتر می‌تواند «توان خود را در جای دیگری نهادن[19]» احراز نماید. این توان بر تمامی روابط انسان با دیگران، از جمله و مهمتر از همه روابط فرد با همسرش، اثر مثبت می‌گذارد (ساروخانی، 1376).

براساس نظریه توزیع قدرت وقتی بین زوجین تضادی ایجاد می‌شود، هر یک برای احراز منزلت خود و رسیدن به هدف‌های خویش از طریق توسل به امکان‌های مالی، فرهنگی و غیره قصد تسلط بر دیگری را می‌نماید که تداوم این وضعیت، تنش و کشمکش بین زوجین را افزایش داده و در نهایت منجر به جدایی و طلاق آن‌ها می‌شود.

با توجه به نظریه‌های مطرح شده، نمودار (1) مدل مفهومی عوامل مؤثر بر بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک را نشان می‌دهد.

نمودار 1-مدل مفهومی عوامل مؤثر بر بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک

 

داده‌ها و روش تحقیق

با توجه به تغییرات عمده‌ای که در سال‌های اخیر در روند شکل‌گیری ازدواج و طلاق در ایران صورت گرفته است؛ این دو رویداد مهم در برنامه ششم توسعه گنجانده و کمیته‌ای به‌منظور کاهش و پیشگیری طلاق در شورای عالی انقلاب فرهنگی و هیأت اندیشه‌ورزی طلاق در شورای اجتماعی کشور تشکیل شد. همزمان، اجرای موج اول طرح پیمایش ازدواج و طلاق در دستور کار «دفتر آمار و اطلاعات جمعیتی و مهاجرت» در سازمان ثبت احوال قرار گرفت. هدف اصلی این طرح بررسی روند تغییرات اجتماعی، اقتصادی و فرهنگی جمعیت در معرض این دو رویداد بود. موج اول این پیمایش مقطعی در پاییز 1396 تا پاییز 1397 به مطالعه مردان و زنان در کلیه استا‌ن‌های کشور که برای ثبت طلاق به دفترخانه‌های مراکز استان‌ها مراجعه نموده بودند، پرداخت.

در این طرح نمونه‌ها با استفاده از روش نمونه‌گیری سهمیه‌ای متناسب با تعداد ازدواج‌ها و طلاق‌های ثبت‌شده در مراکز استان‌ها در سال 1395 با ضریب اطمینان 99 درصدی انتخاب و داده‌ها با استفاده از پرسشنامه ساختاریافته جمع‌آوری شدند؛ همچنین پرسشنامه ضمیمه‌ای به‌منظور جمع‌آوری اطلاعات زوج یا زوجه فرد پاسخگو در صورت عدم حضور، توسط همسر وی تکمیل گردید.

در مطالعه حاضر که تحلیل ثانویه موج اول پیمایش مذکور است، از میان 1504 پرسشنامه مربوط به زنان مطلقه از ازدواج مرتبه اول، 279 پرسشنامه مربوط به زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک تحلیل و مهمترین تعیین‌کننده‌های بقای ازدواج اول آنان با استفاده از روش‌های ناپارامتری جنگل بقا براساس متغیرهای پیش‌بین نمودار (1) مربوط به خانواده‌های زنان و همسران آنان (سطح تحصیلی والدین، وضعیت شغلی پدر، قومیت والدین، زبان اول خانواده، سطح تحصیلی والدین همسر، وضعیت شغلی پدر همسر، قومیت والدین همسر و زبان اول خانواده همسر)، زنان (وضعیت زنده بودن والدین، قومیت مادر، مسکن ملکی، محل سکونت، وضعیت خویشاوندی و درآمدهای خانواده و خانواده پدری)، گذران وقت زنان در هفته (تعداد ساعات گذران وقت فرهنگی، اشتغال، یادگیری (شرکت در کلاس‌های آموزشی) و تعداد ساعات انجام امور مذهبی، دیدار اقوام و همصحبتی با همسر)، زنان و همسران آنان (وضعیت شغلی، سطح تحصیلی، تعداد خواهر و برادر، سن ازدواج)، ازدواج (تصمیم‌گیرنده ازدواج، تعداد سال‌های آشنایی غیررسمی و رسمی، نحوه آشنایی و مشاوره قبل ازدواج)، طلاق (نحوه سکونت بعد از طلاق، نوع طلاق، متقاضی طلاق، پشیمانی از طلاق، حق طلاق، متقاضی مهریه، تاب‌آوری ازدواج، تعداد مشاوره پس از آغاز مشکلات زناشویی، دخالت والدین، تمایل به دیدار همسر پس از طلاق، تمایل به ازدواج مجدد، علت طلاق، تعداد و سابقه طلاق در خانواده زنان و خانواده همسران آنان و طلاق عاطفی)، همسان‌همسری (همسان‌همسری سن ازدواج، تحصیلات، وضعیت شغلی، تعداد خواهر و برادر، تحصیلات والدین، قومی و زبانی، تاریخچه طلاق و تعداد طلاق‌های رخداده در خانواده زوجین) و متغیرهای کلان استانی (میزان طلاق متأهلین و شاخص توسعه‌ انسانی) انتخاب شد. همچنین، به‌منظور مطالعه همزمان متغیرهای پیش‌بین منتخب بر روی بقای ازدواج اول این زنان از مدل‌های پارامتری بقا با شکنندگی‌های فردی و مشترک استفاده گردید. به منظورتحلیل داده‍‍‍ ها از نرم ‍افزارهای R، SAS و Stata استفاده شد.

جنگل‌های تصادفی، مدل‌های درختی گروهی هستند که توسط بریمن[20] (2001) با کاربرد وسیع آن در الگوریتم یادگیری ماشین‌ و آمار معرفی شدند و ابتدا تنها بر روی مسائل طبقه‌بندی و رگرسیونی متمرکز بودند. جنگل‌های تصادفی بقا از تعمیم جنگل‌های تصادفی برای داده‌های بقای سانسورشده از راست معرفی شدند (Ishwaran etal., 2008). ساخت این جنگل‌ها از مؤلفه‌های اصلی جنگل‌های تصادفی که شامل رشد درختان بقا با استفاده از داده‌های بوت استرپ، انتخاب تصادفی مشخصه ورودی وقتی گره‌های درخت افراز می‌شوند، رشد عمیق درختان و محاسبه جنگل بقای گروهی از طریق محاسبه میانگین پیش‌بینی‌های بقا است، پیروی می‌کنند. الگوریتم‌های مختلف جنگل‌های تصادفی بقا و‌جود دارند که در آن‌ها قانون‌های افراز رتبه لگاریتمی (RSF1[21])، افراز نمره رتبه لگاریتمی (RSF2) و افراز براساس گرادیان نمره بریر[22] (RSF3) در ساخت درختان جنگل به شرح ذیل مورد استفاده قرار می‌گیرد (Ishwaran & Kogalur, 2010a):

1- تعدادی نمونه بوت استرپ (mtry)، در هر گره به تصادف از داده‌های اصلی (ntree) و  متغیر پیش‌بین از مجموعه P متغیر پیش‌بین به‌عنوان کاندید برای افراز گره به دو زیرگره مولد انتخاب می‌شوند. یک درخت بقا برای هر مجموعه داده بوت استرپ با استفاده از داده‌های تصادفی رشد می‌یابد.

2-در هر گره h، شاخص عدم خلوص آماره رتبه لگاریتمی برای گره‌های مولد  و  براساس تمام افرازهای ممکن برای کلیه متغیرهای پیش‌بین منتخب برای افراز در هر گره، محاسبه می‌شود.

3-متغیرهای پیش‌بینی که آماره رتبه لگاریتمی با بزرگترین مقدار معنی‌داری را دارند و براساس یکی از دو گره مولد ایجاد شده بوسیله افرازها محاسبه شده‌اند، انتخاب می‌گردند؛ سپس دو گره مولد براساس مقادیر متغیر پیش‌بین بدست آمده برای افراز با بزرگترین آماره ساخته می‌شود.

4- مراحل دوم و سوم با در نظر گرفتن هر گره مولد به‌عنوان گره ریشه با تکرار انجام می‌شود.

5- درخت به اندازه ماکسیمم و بدون هرس بدست می‌آید و گرهی گره پایانی است که کمتر از ،  واقعه مشاهده‌شده منحصر به فرد را داشته باشد.

پرکاربردترین شاخص‌های بررسی عملکرد پیش‌بینی جنگل‌های تصادفی بقا، شامل شاخص هماهنگی هارل[23] (C-index) که خطای پیش‌بینی (PE) می‌تواند از طریق محاسبه این شاخص ارزیابی شود (هارل و همکاران، 1982)، نمره بریر BS(u) که روش‌ جایگزین روش‌های کلاسیک برای انتخاب مدل مانند معیارهای آکائیک[24] (AIC) و اطلاع بیزی[25] (BIC) در تحلیل بقا است (Ishwaran & Kogalur, 2014 ؛ Gerds & Wehenkel, 2006)، اهمیت متغیر بریمن-کتلر[26] (Breiman, 2001) و کمینه عمق[27] که عملکرد پیش‌بینی یک متغیر را از طریق عمق یا فاصله‌اش با گره ریشه در درخت ارزیابی می‌کند (Ishwaran & Kogalur, 2010b)، می‌باشند.

در این مطالعه پس از انتخاب متغیرهای پیش‌بین از مدل‌های پارامتری بقا برای برازش روی داده‌ها استفاده شد؛ در مدل‌های پارامتری بقا اغلب فرض می‌شود که زمان بقا دارای یکی از توابع توزیع خاص نمایی[28]، وایبل[29]، گامپرتز[30]، لگ- لوژستیک[31]، لگ- نرمال[32] و گاما[33] می‌باشد. در این مدل‌ها می‌توان مدل‌سازی را براساس توابع خطر یا زمان بقا انجام داد؛ مدل‌های زمان شکست شتابیده[34] (AFT) از مهم‌ترین مدل‌های پارامتری زمان بقا می‌باشند که در آن عامل شتاب[35] در طول زمان ثابت فرض می‌گردد و مدل‌های نمایی، وایبل، لگ- لوژستیک و لگ- نرمال از انواع مدل‌های زمان شکست شتابیده هستند. به‌منظور تشخیص مناسب بودن یک مدل بقای پارامتری روش‌های نموداری مختلفی براساس تابع توزیع احتمال و خطر تجمعی پیشنهاد شده است؛ به‌عنوان مثال، برای داده‌ها با توزیع وایبل و لگ- نرمال، به‌ترتیب نمودارهای log[]، در مقابل (t)log و ، در مقابل (t)S باید خط مستقیم شوند (Gue, 2010). از آن‌جا که تشخیص از روی این نمودارها تا حد زیادی سلیقه‌ای است، در این مطالعه، از معیارهای آکائیک و اطلاع بیزی برای تشخیص مدل مناسب استفاده گردید. AIC معیاری است که تعامل بین پیچیدگی و برازش مناسب مدل را اندازه‌گیری می‌کند و هر چه مقدار آن کوچکتر باشد، بهتر است. در این مطالعه AIC با استفاده از معادله زیر محاسبه شده است:

     که در آن  تعداد پارامترهای موجود در مدل و  ضریب ثابتی است که بسته به نوع مدل برای مدل نمایی برابر 1، برای مدل‌های وایبل، لگ- لوژستیک و لگ- نرمال برابر 2 و برای مدل گاما برابر 3 می‌باشد. در این مطالعه BIC با استفاده از معادله زیر محاسبه شده است:

                                                        

که در آن N اندازه نمونه است.

در این مطالعه از نرم‌افزارهای R، Splus و SAS به‌منظور تحلیل داده‌ها و برازش مدل‌ها استفاده شد.

یافته‌ها

در این مطالعه 8/68، 3/27 و 9/3 درصد از زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک به‌ترتیب در گروه‌های سنی 15-25 سال (کوهورت سنی اول یا جوانتر)، 25-35 سال (کوهورت سنی دوم) و 35 سال و بیشتر (کوهورت سنی سوم) قرار داشتند. در ادامه آمارهای توصیفی مربوط به متغیرهای پیش‌بین مورد مطالعه ارائه می‌گردند:

متغیرهای مربوط به خانواده‌های زنان مطلقه و همسران آنان: اکثر پدران و مادران زنان مطلقه (به ترتیب 1/30 و 1/34 درصد) و پدران همسران آنان (2/26 درصد) دارای تحصیلات ابتدایی هستند و مادران همسران آنان اغلب بی‌سواد بودند (5/30 درصد). درصد پدران و مادران با تحصیلات دانشگاهی زنان (به ترتیب 5/12 و 7/4 درصد) بیشتر از پدران و مادران همسران آنان (به ترتیب 8/6 و 2/3 درصد) است. بالاترین درصد قومیت پدر (0/53 درصد) زنان مطلقه و همسران آنان (7/52 درصد) متعلق به قومیت فارس است. همچنین زبان اول بیش از 50 درصد خانواده‌های زنان و همسران آنان فارس می‌باشد (به ترتیب 5/64 و 5/59 درصد). پس از قومیت و زبان فارسی، قومیت‌ها و زبان‌های ترکی، کردی و لری در رتبه‌های بعدی قرار داشتند. 7/76 و 0/71 درصد از پدران زنان مطلقه و همسران آنان شاغل بودند.

متغیرهای مربوط به زنان مطلقه: به‌ترتیب 6/94، 7/85 و 7/66 درصد زنان مسکن ملکی نداشتند، در شهری ساکن بودند و با همسر خود نسبت خویشاوندی نداشتند. 4/53 درصد از مادران زنان مطلقه فارس و به‌ترتیب 7/85 و 5/92 درصد پدران و مادران زنان مطلقه در قید حیات بودند. 9/83 و 8/11 درصد زنان به‌ترتیب بدون درآمد و درآمد کمتر از یک میلیون تومان و 7/62 درصد از خانواده‌های پدری آنان 2 میلیون تومان و کمتر درآمد داشتند.

متغیرهای مربوط به گذران وقت زنان مطلقه در هفته: به‌ترتیب 9/74، 9/22 و 9/31 درصد زنان مطلقه در هفته در کلاس‌های آموزشی شرکت نمی‌کردند، با اقوام خود دیدار نداشتند و با همسران خود هم‌صحبت نمی‌شدند. اکثر این زنان کمتر از 5 ساعت در هفته با همسر خود صحبت می‌کردند (1/54 درصد) و با اقوام خود دیدار داشتند (9/50 درصد). تنها 1/16 درصد از آنان ساعاتی را در هفته به اشتغال می‌گذراندند (مجموع تعداد ساعات کاری و تعداد ساعات شرکت در کلاس‌های آموزش شغلی) و 2/65 درصد از آنان در هفته 15 ساعت و بیشتر را به انجام امور فرهنگی (مجموع تعداد ساعات تماشای تلویزیون و ماهواره، رفتن به سینما، مطالعه، استفاده از شبکه‌های مجازی، انجام ورزش و گوش دادن به موسیقی) صرف می‌کردند. 6/41 درصد از آنان ساعتی را در هفته به انجام امور مذهبی اختصاص می‌دادند.

متغیرهای مربوط به زنان مطلقه و همسران آنان: 9/83 درصد از زنان مطلقه غیرشاغل و 1/77 درصد از همسران آنان شاغل بودند. اکثر زنان مطلقه (7/47 درصد) و همسرانشان (9/45 درصد) دارای تحصیلات دبیرستانی و دیپلم و حدود 30 درصد آنان و همسرانشان دارای تحصیلات دانشگاهی بودند (به ترتیب 0/33 و 4/33 درصد). 9/50 و 9/41 درصد از زنان مطلقه و 8/11 و 2/69 درصد از همسران آنان به‌ترتیب در سنین زیر 20 و 20-30 سال ازدواج کردند. اکثر زنان مطلقه و همسران آنان 2-3 خواهر و برادر داشتند (به ترتیب 9/45 و 0/48 درصد).

متغیرهای همسان‌همسری (همکفوی): اکثر زنان مطلقه با قومیت (1/82 درصد) و زبان (9/78 درصد) مشابه، هر دو خانواده زوجین بدون سابقه طلاق (3/32 درصد)، تعداد طلاق‌های رخداده در خانواده همسان (5/50 درصد)، سن ازدواج مرد بیشتر از زن (9/83 درصد)، تعداد خواهر و برادر مرد بیشتر از زن (9/50 درصد)، پدر زن باسوادتر از پدر همسر (5/40 درصد)، تحصیلات زن بیشتر از همسر (9/36 درصد) و مادر زن باسوادتر از مرد (8/39 درصد) هستند.

متغیرهای مربوط به طلاق: اکثر زنان مطلقه متقاضی طلاق توافقی بودند (3/71 درصد)، بعد از طلاق به خانه پدری برمی‌گشتند (7/90 درصد)، متقاضی مهریه نبودند (5/68 درصد)، حق طلاق نداشتند (1/87 درصد)، با دخالت والدین در زندگی روبرو بودند (6/55 درصد) و مشاوره بعد از آغاز مشکلات زناشویی (7/38 درصد)، سابقه طلاق در خانواده خود (3/66 درصد) و خانواده همسر (3/71 درصد)، تمایل به دیدار همسر پس از طلاق (8/92 درصد) و تمایل به ازدواج مجدد (4/29 درصد) نداشتند. اکثر آنان یکسال تاب‌آوری ازدواج (تعداد ماه‌های آغاز مشکلات زناشویی تا زمان طلاق) (5/88 درصد) داشتند و با علت طلاق خلق و خوی نامطلوب از همسر خود جدا شدند (4/39 درصد).

متغیرهای مربوط به ازدواج: 4/62 درصد از زنان مطلقه خود برای ازدواجشان تصمیم‌گرفتند، 6/75 درصد از آنان از طریق اطرافیان با همسر خود آشنا شدند و 0/71 درصد مشاوره قبل از ازدواج نداشتند. 7/85 و 9/78 درصد از آنان به‌ترتیب آشنایی‌های غیررسمی و رسمی از همسران خود نداشتند.

متغیرهای کلان استانی: اکثر زنان مطلقه در استان‌ها با میزان طلاق متأهلان 7-9 (1/58 درصد) و نیمه‌برخوردار از نظر شاخص توسعه انسانی (9/64 درصد) زندگی می‌کردند.

مدت ماندگاری ازدواج اول زنانی که در دوران عقد از همسر خود جدا شدند به‌ترتیب برابر با 9/17درصد کمتر از یکسال، 1/30 درصد 1تا 2 سال، 0/19 درصد2 -3 سال، 4/15درصد 3-4 سال، 3/9 درصد 4-5 سال و 2/7 درصد 5-10 سال بود. برآورد میانه بقای ازدواج اول این زنان، 26/3 28 ماه (33/2 سال) و تقریباً 80 درصد طلاق‌های آنان تا ماه 47ام بعد ازدواج رخداده است. مقایسه بقای ازدواج اول این زنان میان متغیرهای پیش‌بین مورد مطالعه نشان داد که از میان متغیرهای مربوط به خانواده‌های زنان مطلقه و همسران آنان، متغیرهای قومیت پدر (01/0>p-مقدار)، و پدر همسر (05/0>p-مقدار)، زبان اول خانواده (01/0>p-مقدار) وخانواده همسر (01/0>p-مقدار)، از میان متغیرهای مربوط به زنان، متغیرهای قومیت مادر (01/0>p-مقدار) و محل سکونت (01/0=p-مقدار)، از میان متغیرهای مربوط به زنان مطلقه و همسران آنان، متغیرسطح تحصیلی (05/0>p-مقدار)، از میان متغیرهای مربوط به طلاق، متغیر تاب‌آوری ازدواج (01/0>p-مقدار)، از میان متغیرهای مربوط به همسان‌همسری، متغیرهای همسان‌همسری تحصیلات پدر زوجین (05/0>p-مقدار) و از میان متغیرهای کلان استانی، متغیر شاخص توسعه انسانی (05/0>p-مقدار) اختلاف معنی‌داری در بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک بوجود آوردند. اختلاف معنی‌داری در بقای ازدواج اول زنان میان هیچ‌یک از متغیرهای مربوط به گذران وقت در هفته آنان وجود نداشت.

در تحلیل سابقه رخداد واقعه زمانی‌که هدف مطالعه بررسی تأثیر همزمان متغیرهای پیش‌بین بر زمان رخداد واقعه (یا زمان بقا) باشد، می‌توان از مدل مخاطرات متناسب کاکس[36] (CPH) استفاده کردکه در آن خطر رخداد واقعه مدل‌سازی می‌شود؛ با توجه به سادگی این مدل و ویژگی آن که برای برازش به تعیین توزیع خاصی برای زمان رخداد واقعه نیاز ندارد، این مدل در عمل کاربرد زیادی دارد. با وجود سادگی مدل CPH، اعتبار آن نیازمند برقراری پیش‌فرض مخاطرات متناسب (PH) است که در صورت عدم برقراری آن باید از مدل‌های دیگری استفاده نمود.

در این مطالعه، نتایج بررسی برقراری پیش‌فرض PH نشان داد که برای برخی از متغیرهای پیش‌بین مانند محل سکونت (013/0=p-مقدار)، درآمد خانواده پدری (015/0=p-مقدار)، تعداد سال‌های تحصیل (013/0=p-مقدار)، سن ازدواج (003/0=p-مقدار)، تصمیم‌گیرنده ازدواج (022/0=p-مقدار)، مشاوره قبل از ازدواج (024/0=p-مقدار)، تاب‌آوری ازدواج (033/0=p-مقدار)، این پیش‌فرض برقرار نیست.

در این صورت، جنگل‌های بقا، روش ناپارامتری مناسبی برای کاهش بعد متغیرهای پیش‌بین مورد مطالعه در تحلیل داده‌ها خواهند بود. به‌منظور انتخاب کاراترین الگوریتم جنگل بقا در تحلیل بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک، ابتدا شاخص‌های عملکرد پیش‌بینی برای مدل‌های کاپلان میر (KM)، CPH و جنگل‌های بقای RSF1، RSF2، RSF3 و CIF محاسبه و مقایسه می‌شوند. سپس مناسب‌ترین جنگل‌ بقا براساس عملکرد پیش‌بینی آنان از طریق بررسی خطای پیش‌بینی، شاخص‌های هماهنگی هارل (C-index) و نمرات بریر به‌منظور تعیین مهمترین متغیرهای پیش‌بین تأثیرگذار بر بقای ازدواج اول این زنان انتخاب خواهند شد. اولین شاخص بررسی عملکرد پیش‌بینی الگوریتم‌های جنگل‌های بقا، شاخص هماهنگی هارل است که نتایج آن برای بقای ازدواج اول این زنان در نمودار (1) ارائه شده‌ است. براساس نتایج بدست آمده از این نمودار، به‌جز از RSF2 و با توجه به این‌که تمام مقادیر بدست آمده برای این شاخص در طول زمان بزرگتر از 5/0 می‌باشد. کلیه جنگل‌های تصادفی بقا عملکرد پیش‌بینی خوبی را با توجه به این شاخص داشته‌اند؛ عملکرد RSF1، CIF و RSF3، نزدیک بهم و متفاوت با عملکرد RSF2 در پیش‌بینی است.

نمودار 1- شاخص هماهنگی هارل (C-index) برای الگوریتم‌های مختلف جنگل‌های بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک

 

هر چهار الگوریتم، مقادیر شاخص هماهنگی هارل تقریباً مشابهی برای زمان‌های کمتر از 20 ماه پس از ازدواج دارند که نشان‌دهنده عملکرد پیش‌بینی خوب آن‌ها است؛. در حالی‌که مقادیر این شاخص برای RSF2 در زمان‌های بزرگتر از 40 ماه نشانگر عملکرد ضعیف‌تر این الگوریتم نسبت به RSF1، CIF و RSF3 می‌باشد. براساس این شاخص، RSF1 بهترین عملکرد پیش‌بینی را نسبت به سایر الگوریتم‌های جنگل بقا دارد. مقدار میانه این شاخص برای CIF (6957/0 با مقدار خطای 3043/0=6957/0-1Error=C-index=) بزرگتر از RSF3 (6515/0 با مقدار خطای 3485/0) و میانه RSF2 نسبت به سایر مدل‌ها کوچکتر است (5980/0 با مقدار خطای 4020/0). بنابراین، براساس مقدار میانه شاخص هماهنگی هارل، 7428/0، عملکرد پیش‌بینی RSF1 با مقدار خطای 2572/0 نسبت به سایر مدل‌ها بهتر است.

نمودار 2- منحنی خطای پیش‌بینی برای الگوریتم‌های مختلف جنگل‌های بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک

دومین شاخص به‌منظور بررسی عملکرد پیش‌بینی جنگل‌های بقا، میزان خطای پیش‌بینی است که در واقع نمرات بریر برای کلیه مشاهدات می‌باشد. نمودار (2) میزان خطای پیش‌بینی مدل‌های KM، CPH و جنگل‌های بقای RSF1، RSF2، RSF3 و CIF را با هم مقایسه می‌نماید. براساس نتایج این نمودار، میزان خطاهای پیش‌بینی مدل CPH از مدل KM نیز بیشتر است؛ در صورتی‌که این میزان برای سایر مدل‌ها به غیر از مدل CPH برای تمامی زمان‌های بقای ازدواج زنان مطلقه به‌جز ماه‌های 20-60 ازدواج تقریباً یکسان هستند. به‌منظور نتیجه‌گیری دقیق‌تر از نتایج این نمودار، میانه میزان خطای پیش‌بینی برای مدل‌های مختلف را می‌توان با هم مقایسه نمود؛ مقدار خطای پیش‌بینی مدل CPH، 1749/0، بیشتر از سایر مدل‌ها و حتی مدل KM، 1399/0 است. میانه این شاخص برای جنگل‌های بقا به‌ترتیب نزولی برابر با 1332/0، 1290/0، 1289/0 و 1287/0 برای RSF2، RSF3، CIF و RSF1 می‌باشد، در نتیجه کمترین میزان میانه خطای پیش‌بینی متعلق به RSF1 است.

شاخص دیگر مقایسه عملکرد پیش‌بینی جنگل‌های بقا، مقدار نمره بریر تجمیع‌شده (IBS) می‌باشد. براساس نتایج بدست آمده، مقادیر این شاخص به‌ترتیب صعودی متعلق به RSF1 (068/0)، RSF3 (072/0)، CIF (077/0)، RSF2 (083/0) و مدل CPH (091/0) است. براساس شاخص عملکرد پیش‌بینی مقدار نمره بریر تجمیع‌شده، RSF1 با داشتن حداقل نمره بریر تجمیع شده نسبت به سایر مدل‌ها کاراتر می‌باشد. با توجه به شاخص‌ عملکرد پیش‌بینی، شاخص هماهنگی هارل و شاخص‌های میزان خطای پیش‌بینی و مقدار نمره بریر تجمیع‌شده، RSF1 در بررسی عوامل مؤثر بر بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک کاراتر می‌باشد.

به‌منظور دستیابی به مهم‌ترین متغیرهای پیش‌بین در تحلیل بقای ازدواج اول زنان، مقادیر کمینه عمق رتبه‌بندی شده متغیرهای پیش‌بین مورد مطالعه در مقابل رتبه شاخص اهمیت آن‌ها با استفاده از الگوریتم منتخب جنگل بقای RSF1 در نمودار (3) نشان داده شده است. در این نمودار مقادیر مربوط به شاخص‌های اهمیت متغیر رتبه‌بندی شده و کمینه عمق رتبه‌بندی شده به‌ترتیب بر روی محور Xها و Yها قرار دارند. این نمودار چهار ناحیه اول تا چهارم را شامل می‌شود که به‌ترتیب در قسمت پایین سمت چپ، پایین سمت راست، بالا سمت چپ و بالا سمت راست این نمودار قرار دارند و به‌ترتیب مهمترین متغیرها براساس هر دو شاخص، مهمترین متغیرها براساس شاخص کمینه عمق، مهمترین متغیرها براساس شاخص اهمیت متغیر و کم اهمیت‌ترین متغیرها براساس هر دو شاخص را نشان می‌دهند. نقاط واقع بر خط نیمساز نیز نشانگر متغیرهایی هستند که از نظر هر دو شاخص در یک رتبه اهمیت هستند.

همان‌گونه که ملاحظه می‌شود، متغیرهای تعداد ساعات گذران وقت یادگیری، تعداد ساعات همصحبتی با همسر، تعداد ساعات انجام امور مذهبی، همسان‌همسری تعداد طلاق رخداده در خانواده زوجین (در خانواده زن بیشتر)، همسان‌همسری تعداد سال‌های تحصیل زوجین (مرد باسوادتر)، تعداد طلاق در خانواده همسر، وضعیت شغلی همسر، علت طلاق (خلق و خو)، همسان‌همسری تعداد سال‌های تحصیل مادر زوجین (زن باسوادتر)، وضعیت شغلی پدر همسر (ترک)، قومیت پدر همسر (ترک)، حق طلاق، دخالت والدین، زبان اول خانواده (ترک)، همسان‌همسری تعداد سال‌های تحصیل مادر زوجین (مادر مرد باسوادتر)، همسان‌همسری تعداد خواهر و برادر زوجین (زن بیشتر)، مشاوره قبل ازدواج، درآمد خانواده پدری (2-1 میلیون تومان)، وضعیت شغلی پدر و متقاضی طلاق (زن) به‌ترتیب در آخرین رتبه‌های اهمیت در تحلیل بقای ازدواج زنان مطلقه براساس شاخص اهمیت متغیر و کمینه عمق قرار دارند که در ناحیه چهارم این نمودار واقع شده‌اند. براساس نتایج این نمودار، به‌ترتیب رتبه‌بندی براساس شاخص کمینه عمق، متغیرهای تعداد سال‌های تحصیل (رتبه 5 شاخص اهمیت متغیر)، تعداد مشاوره‌های بعد از آغاز مشکلات زناشویی (رتبه اول شاخص اهمیت متغیر)، تعداد خواهر و برادر (رتبه 7 شاخص اهمیت متغیر)، تعداد سال‌های آشنایی رسمی (رتبه 8 شاخص اهمیت متغیر)، تعداد سال‌های تحصیل مادر (رتبه 3 شاخص اهمیت متغیر)، سن ازدواج (رتبه 4 شاخص اهمیت متغیر)، تعداد سال‌های تحصیل پدر (رتبه 14 شاخص اهمیت متغیر)، تعداد ساعات گذران وقت فرهنگی (رتبه 11 شاخص اهمیت متغیر)، تعداد خواهر و برادر همسر (رتبه شاخص اهمیت متغیر)، میزان طلاق متأهلان (رتبه 2 شاخص اهمیت متغیر)، تعداد سال‌های تحصیل پدر همسر (رتبه 22 شاخص اهمیت متغیر)، تعداد سال‌های تحصیل همسر (رتبه 19 شاخص اهمیت متغیر)، شاخص توسعه انسانی (رتبه 17 شاخص اهمیت متغیر)، تعداد طلاق در خانواده (رتبه 46 شاخص اهمیت متغیر) و تعداد سال‌های آشنایی غیررسمی (رتبه 46 شاخص اهمیت متغیر)، متغیرهای پیش‌بین منتخب در تحلیل بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک با استفاده از RSF1 می‌باشند که در تحلیل‌های بعدی به‌عنوان متغیرهای پیش‌بین منتخب از آن‌ها استفاده شده است.

با توجه به این‌که متغیر تعداد ساعات دیدار اقوام، در ناحیه دوم این نمودار قرار دارد، به‌دلیل قرار داشتن در محدوده کم اهمیت‌ترین متغیرها براساس شاخص اهمیت متغیر در تحلیل‌های بعدی از آن استفاده نشد. همچنین متغیر تعداد مشاوره‌های بعد از آغاز مشکلات زناشویی که با استفاده از شاخص اهمیت متغیر در این الگوریتم با اهمیت‌ترین شاخص شناخته شد با استفاده از شاخص کمینه عمق در رتبه دوم قرار دارد. متغیر تعداد سال‌های تحصیل در رتبه اول شاخص کمینه عمق قرار دارد که با استفاده از شاخص اهمیت متغیر در رتبه پنجم اهمیت است.

 

 

 

نمودار 3- نمودار شاخص اهمیت متغیر رتبه‌بندی‌شده در مقابل کمینه عمق رتبه‌بندی شده برای تحلیل بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک با استفاده از الگوریتم قانون افراز رتبه لگاریتمی جنگل تصادفی بقا (RSF1)

در این بخش ابتدا مدل CPH روی متغیرهای پیش‌بین منتخب در تحلیل بقای ازدواج اول زنان برازش یافت که براساس آن پیش‌فرض PH برای متغیر سن ازدواج (008/0=p-مقدار) برقرار نبود؛ در نتیجه از مدل‌های پارامتری بقا به‌منظور تحلیل داده‌ها استفاده شد.

جدول (1) مقادیر معیارهای آکائیک و اطلاع بیزی را برای مدل‌های زمان شکست شتابیده نمایی، وایبل، لگ‌-لوژستیک، لگ- نرمال و گامای تعمیم‌یافته در تحلیل بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک نشان می‌دهد؛ براساس نتایج این جدول، کمترین مقادیر معیارهای آکائیک و اطلاع بیزی مربوط به مدل وایبل[37] است و در نتیجه این مدل به‌عنوان مدل نهایی برازش برای بقای ازدواج اول زنان انتخاب می‌گردد. همچنین، با رسم مقادیر log[]، در مقابل (t)log در نمودار (4)، داده‌ها به صورت خطی و با شیب مثبت پراکنده هستند که نشان می‌دهد انتخاب توزیع وایبل برای تحلیل این داده‌ها مورد تأیید است.

جدول 1- مقادیر معیارهای آکائیک و اطلاع بیزی مدل‌های پارامتری زمان شکست شتابیده بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک

مدل

BIC

AIC

نمایی

795/748

696/690

وایبل

434/624

578/559

لگ- لوژستیک

960/633

229/572

لگ- نرمال

959/624

228/563

گامای تعمیم‌یافته

940/624

704/562

 نتایج برازش مدل وایبل در تحلیل بقای ازدواج اول زنان براساس متغیرهای پیش‌بین منتخب نشان داد که خطر رخداد طلاق این زنان با توجه به مقدار پارامتر شکل که برابر 844/1 است، با افزایش زمان، افزایش می‌یابد؛ همچنین متغیرهای پیش‌بین تعداد سال‌های تحصیل (000/0>p-مقدار) و تعداد سال‌های آشنایی غیررسمی (006/0=p-مقدار) متغیرهای معنی‌دار بر بقای ازدواج اول این زنان بودند.

در ادامه، مدل وایبل با شکنندگی‌های فردی (غیرمشترک) و مشترک براساس دو متغیر شاخص توسعه انسانی و میزان طلاق متأهلان توزیع‌های گاما و گوسین معکوس بر روی بقای ازدواج اول زنان برازش می‌یابند. در این مطالعه با توجه به این‌که انتظار می‌رود زنانی که در استان‌ها با شاخص توسعه انسانی و نرخ طلاق یکسان از الگوی مشابه رفتاری برای طلاق برخوردار باشند از مدل شکنندگی مشترک استفاده شد که نشان‌دهنده ویژگی‌های مشابه زنان ساکن در یک استان است.

نمودار 4-ارزیابی توزیع وایبل در تحلیل بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک

با برازش مدل با شکنندگی‌های فردی گاما و گوسین معکوس به داده‌ها و براساس نتایج آزمون نسبت درستنمایی (LR)، حضور شکنندگی فردی با این توزیع‌ها در مدل وایبل معنی‌دار نبود (به ترتیب p-مقدار= 167/0 و 214/0). با این حال، حضور شکنندگی‌های‌ مشترک برای هر یک از متغیرهای شاخص توسعه انسانی و میزان طلاق متأهلان با توزیع‌های گاما و گوسین معکوس در مدل وایبل معنی‌دار بود (برای تمام حالات، 000/0>p-مقدار). جدول (2) مقادیر واریانس توزیع شکنندگی ()، p-مقدار آزمون لگاریتم ()، لگاریتم درستنمایی و معیارهای آکائیک و اطلاع بیزی برای مدل وایبل با شکنندگی مشترک برای متغیرهای شاخص توسعه انسانی و میزان طلاق متأهلان با توزیع‌های گاما و گوسین معکوس در تحلیل بقای ازدواج اول زنان را نشان می‌دهد.

جدول 2- برآورد واریانس توزیع شکنندگی () و معیارهای برازش مدل وایبل با توزیع‌های شکنندگی مشترک گاما و گوسین معکوس در تحلیل بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک

متغیر شکنندگی مشترک

توزیع شکنندگی

واریانس توزیع شکنندگی ()

p-مقدار آزمون لگاریتم ()

لگاریتم درستنمایی

BIC

AIC

شاخص توسعه انسانی

گاما

148/0

001/0**

05/262-

847/619

116/558

میزان طلاق متأهلان

233/0

004/0**

180/252

090/600

360/538

شاخص توسعه انسانی

گوسین معکوس

192/0

010/0*

726/261-

183/619

423/557

میزان طلاق متأهلان

318/0

042/0*

874/250-

480/597

749/535

*معنی‌دار در سطح 05/0، **معنی‌دار در سطح 01/0

براساس نتایج این جدول، معنی‌داری p-مقدار آزمون لگاریتم () برای مدل وایبل با شکنندگی مشترک برای متغیرهای شاخص توسعه انسانی و میزان طلاق متأهلان با توزیع‌های گاما و گوسین معکوس حاکی از وجود پراکندگی کافی برای واریانس شکنندگی به‌منظور در نظر گرفتن آن در این مدل در تحلیل بقای ازدواج اول زنان بود. براساس مقادیر واریانس توزیع شکنندگی (بزرگترین) و مقادیر معیارهای آکائیک و اطلاع بیزی (کوچکترین)، مدل وایبل با شکنندگی مشترک متغیر میزان طلاق متأهلان و با توزیع گوسین معکوس به‌عنوان مدل نهایی در تحلیل داده‌ها انتخاب شد که نتایج آن در جدول (3) ارائه شده است. در این مدل، مقدار پارامتر شکل برابر 043/2 برآورد شده که نشان می‌دهد مخاطره رخداد برای زنان ساکن در استان‌ها با میزان طلاق متأهلان یکسان، با افزایش زمان، افزایش می‌یابد. همچنین، متغیرهای تعداد سال‌های تحصیل (001/0=p-مقدار)، تعداد سال‌های آشنایی غیررسمی (013/0=p-مقدار) و رسمی (007/0=p-مقدار)، بر بقای ازدواج اول این زنان تأثیر معنی‌دار داشتند که با محاسبه عامل شتاب برای ضرایب آن‌ها تفاسیر زیر بدست می‌آید:

  • با توجه به مقادیر عامل شتاب برای متغیر تعداد سال‌های تحصیل زنان و تعداد سال‌های آشنایی رسمی زوجین که به‌ترتیب برابر 044/1 و 087/1 می‌باشند، می‌توان نتیجه گرفت که برای زنان ساکن در استان‌ها با میزان طلاق متأهلان مشترک، با افزایش تعداد سال‌های تحصیل و تعداد سال‌های آشنایی رسمی بقای ازدواج اول آنان طولانی‌تر می‌شود؛ به عبارت دیگر به‌ترتیب 044/1 و 087/1 برابر دیرتر طلاق می‌گیرند.
  • با توجه به مقدار عامل شتاب برای متغیر تعداد سال‌های آشنایی غیررسمی زوجین (935/0)، می‌توان نتیجه گرفت که برای زنان ساکن در استان‌ها با میزان طلاق متأهلان مشترک، با افزایش تعداد سال‌های آشنایی غیررسمی بقای ازدواج اول آنان کوتاهتر می‌شود و به عبارت دیگر، 935/0 برابر زودتر طلاق می‌گیرند.

 

 

جدول 3- نتایج برازش مدل وایبل با شکنندگی مشترک میزان طلاق متأهلان با توزیع گوسین معکوس روی بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک براساس متغیرهای پیش‌بین منتخب

متغیر

ضریب مدل

a

عامل شتاب

Exp (a)

انحراف استاندارد

آماره کای اسکوئر

p-مقدار

متغیرهای کلان

شاخص توسعه انسانی

313/2

106/10

549/1

494/1

135/0

متغیرهای

مربوط

 به زنان

تعداد خواهر و برادر

035/0

035/1

019/0

792/1

073/0

تعداد سال‌های تحصیل

044/0

044/1

013/0

343/3

001/0**

سن ازدواج

002/0-

998/0

005/0

330/0-

742/0

تعداد ساعات گذران وقت فرهنگی

001/0-

999/0

001/0

000/1-

779/0

متغیرهای مربوط

 به خانواده زنان

تعداد سال‌های تحصیل پدر

011/0-

989/0

009/0

255/1-

209/0

تعداد سال‌های تحصیل مادر

001/0

001/1

010/0

148/0

882/0

متغیرهای مربوط

 به همسر

تعداد سال‌های تحصیل همسر

005/0

005/1

012/0

382/0

703/0

متغیرهای مربوط

 به خانواده همسر

تعداد سال‌های تحصیل پدر همسر

004/0

004/1

007/0

506/0

613/0

تعداد خواهر و برادر همسر

004/0

004/1

016/0

256/0

798/0

متغیرهای مربوط

 به ازدواج

تعداد سال‌های آشنایی غیررسمی

067/0-

935/0

027/0

444/2-

013/0*

تعداد سال‌های آشنایی رسمی

087/0

087/1

031/0

614/2

007/0**

متغیرهای مربوط

 به طلاق

تعداد طلاق در خانواده

026/0

026/1

022/0

179/1

238/0

تعداد مشاوره پس از آغاز مشکلات زناشویی

008/0

008/1

006/0

282/1

200/0

لگاریتم پارامتر شکل (Scale)

715/0

-

046/0

-

-

لگاریتم  

144/1-

-

563/0

-

-

پارامتر شکل

043/2

-

093/0

-

-

پارامتر مقیاس

494/0

-

023/0

-

-
 

318/0

-

117/0

-

-

لگاریتم درستنمایی (Log Likelihood) = 874/250-

آزمون نسبت درستنمایی (LR) برای 0= :000/0> P-مقدار

معنی‌دار در سطح 05/0، **معنی‌دار در سطح 01/0

 

بحث و نتیجه‌گیری

توسعه صنعتی به‌طور قابل‌توجهی بر پویایی خانواده مؤثر بوده و صنعتی شدن و نوسازی در سطح خانواده ساختار خانواده‌های مدرن را تحت تأثیر قرار داده است. با افزایش سطح توسعه‌یافتگی و تعداد زنان در نیروی کار و با سطح تحصیلی بالا، هر روزه بر تعداد افرادی که می‌‌توانند بعد از طلاق از عهده مسئولیت‌های زندگی به تنهایی برآیند در سراسر جهان، افزوده می‌شود. این افراد مهارت‌ها، دانش و منابع لازم برای حمایت از خود خارج از ازدواج را دارند، در نتیجه نرخ طلاق افزایش می‌یابد (Longstreet et al., 2019 ؛ Valenzuela et al., 2014؛ Sharma,2011).

هدف مطالعه حاضر بررسی مهم‌ترین تعیین‌کننده‌های مؤثر بر بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک براساس متغیرهای پیش‌بین منتخب با استفاده از الگوریتم‌های جنگل بقا بود. نتایج این مطالعه نشان داد که 7/97 درصد طلاق‌های مربوط به این زنان کمتر از 5 سال (9/17 درصد آن‌ها زیر یک‌سال و 1/30 درصد آن‌ها بین 1 تا 2 سال) پس از ازدواج صورت گرفته است.

بسیاری از پژوهشگران در مطالعات خود به ارتباط مستقیم سطح تحصیلات و طلاق در ایران اشاره کردند (ساروخانی، 1376؛ دلدار و فلاحی، 1395؛ ریحانی و عجم، 1381؛ غیاثی و همکاران، 1389). دلدار و فلاحی (1395) نشان دادند که افزایش یک درصدی تحصیلات عالی، میزان طلاق را 13/0 درصد افزایش می‌دهد؛ آن‌ها افزایش سطح تحصیلات زنان به همراه دسترسی آسان و گسترده به رسانه‌ها، اشتغال و استقلال اقتصادی، کوچک‌شدن ابعاد خانواده، فراهم شدن اوقات فراغت بیشتر در سایه پیشرفت‌های فناوری و مشارکت بیشتر در فعالیت‌های اجتماعی را علت این مسئله بیان کردند؛ این در حالی است که بیشتر مردان به‌رغم آگاهی نسبت به تغییر اوضاع اجتماعی زنان، همانند گذشته تلاش می‌کنند، اقتدار سنتی خود را در خانواده حفظ کنند. در این حالت اگر انتظارات زنان از نقش خود از انتظارات دیگران از نقش آنان متفاوت باشد، آن‌ها با تعارض و ناسازگاری روبه‌رو می‌شوند و احتمال طلاق در کشور افزایش می‌یابد (چابکی، 1392). مطالعه هیویت[38] (2008) در استرالیا نشان داد که احتمال طلاق با سطوح بالاتر تحصیلات در زنان رابطه مستقیم دارد. کاظمی‌پور و خوشنویس (1392) نیز در فراتحلیل خود، به اثرات منفی و مثبت تحصیلات زوجین بر طلاق در امریکا و اروپا اشاره کردند؛ در امریکا بر اثرات منفی تحصیلات زن در رخداد طلاق تأکید شده و در هلند، اثر تحصیلات زن بر احتمال رخداد طلاق مثبت بوده است. منشاء این تفاوت‌ها، شاید این باشد که در جوامع بدون رواج طلاق در آنها، انجام آن مستلزم شکستن شماری از هنجارهای اجتماعی و مستلزم صرف منابع مالی بسیاری است که پرداخت آن‌ها برای زنان دارای تحصیلات بالاتر، امکانپذیرتر می‌باشد.

از سوی دیگر، سطح تحصیلات را نمی‌توان به‌عنوان یکی از اساسی‌ترین عوامل دوام و پایداری ازدواج دانست؛ اما 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. عسکری‌ندوشن و همکاران (1398) نشان دادند که داشتن تحصیلات راهنمایی و متوسطه، احتمال طلاق فرد را نسبت به افراد با تحصیلات بیشتر افزایش می‌دهد (رابطه U شکل معکوس تحصیلات با احتمال طلاق). درگاهی و همکاران (1397)، با استفاده از داده‌های استانی کشور طی سال‌های 1386-1394، عوامل اجتماعی طلاق را در ایران واکاوی کردند و نتیجه گرفتند که افزایش اشتغال زنان تحصیل‌کرده در مقاطع عالی میزان طلاق را کاهش می‌دهد، به‌طوری که برخلاف استقلال اقتصادی زنان، اشتغال زنان تحصیل‌کرده، ممکن است با کاهش مشقت اقتصادی به ثبات بیشتر خانواده‌ها منجر شود. بنابراین چنانچه رشد تحصیلات 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. نتایج مطالعه ایمان‌زاده و همکاران (1400) و صادقی و همکاران (1397) نشــان داد که با افزایش سطح تحصیلات، رضایت زناشویی به‌طور معناداری افزایش و در مقابل، تمایل به طلاق کاهش یافته است. همچنین نتایج مطالعه غیاثی و همکاران (1389) و براملت و موشر[39] (2002) به بالا بودن سطح تحصیلات به‌عنوان عامل بازدارنده از طلاق اشاره داشتند. صادقی (1395) نشان داد که تحصیلات رابطه منفی با احتمال طلاق گرفتن، دارد؛ به گونه‌ای که با افزایش سطح تحصیلات زنان احتمال طلاق کاهش می‌یابد. همچنین، مطالعات مختلف ( Amato, 2003&Previti ؛ Raymo et al., 2013) نشان می‌دهند که هرچه سطح تحصیلات زوجین بالاتر باشد، واکنش آن‌ها به موقعیت‌های زندگی با واکنش‌های مناسب‌تری همراه است و افراد تحصیلکرده به میزان بالاتری از توانایی حل مشکلات خانوادگی برخوردارند.

همراستا با مطالعات ذکر شده، در مطالعه حاضر، متغیر سطح تحصیلی در تحلیل بقای ازدواج اول زنان در سطوح استانی تأثیر معنی‌داری داشت. نتایج این مطالعه نشان داد که با افزیش تعداد سال‌های تحصیل، بقای ازدواج اول زنان مطلقه افزایش(خطر رخداد طلاق کاهش) می‌یابد. از یکسو، سطح تحصیلی با وضعیت شغلی این زنان همبسته است (معنی‌داری 002/0=p-مقدار)، از سوی دیگر، بیش از نیمی از دانشگاهیان شاغل هستند و درصد شاغلان دانشگاهی از غیرشاغلان آنان بیشتر است (درصد شاغلان دانشگاهی 6/55 درصد). می‌توان نتیجه گرفت که چنانچه رشد تحصیلات و گسترش آموزش عالی زنان همراه با ایجاد فرصت‌های شغلی برای آنان باشد، امکان افزایش درآمد خانواده بوجود می‌آید که به استحکام خانواده و بقای ازدواج کمک می‌کند.

در مطالعه حاضر متغیر تعداد سال‌های آشنایی غیررسمی بر بقای ازدواج اول زنان تأثیر معنی‌دار داشت؛ در این مطالعه تنها 3/14 درصد از زنان یکسال و بیشتر تجربه آشنایی غیررسمی با همسران خود داشتند. نتایج نشان داد که با افزایش تعداد سال‌های آشنایی غیررسمی بقای ازدواج اول زنان کوتاه‌تر می‌شود (خطر رخداد طلاق افزایش می‌یابد). همراستا با نتایج این مطالعه، در پژوهش خلج‌آبادی فراهانی و شجاعی (1392) حدود 43 درصد دانشجویان، معاشرت قبل از ازدواج را با کاهش رضایت زناشویی در زوجین همراه دانستند و 58 درصد آنان معتقد بودند که رابطه جنسی قبل از ازدواج منجر به کاهش رضایت زناشویی می‌گردد. یافته‌های مطالعه صادقی و همکاران (1397) نیز نشــان داد که رابطه و معاشــرت با جنس مخالف قبل از ازدواج، به رضایت زناشویی کمتر و ریسک بیشتر طلاق منجر می‌شود.

پژوهش‌های بسیاری در جوامع غربی نیز نشان داده‌اند که داشتن روابط قبل از ازدواج و همباشی، با ثبات و کیفیت رابطه زناشویی ارتباط منفی و معنی‌داری دارند و این ارتباط منفی با وجود عادی شدن چنین روابطی در بعضی جوامع همچنان ثابت مانده است (Jose et al., 2010). برینگتون و دایموند[40] (1999) در مطالعه‌ای با عنوان «از هم‌پاشیدگی پیوند زناشویی در میان کوهورت متولدین 1958 بریتانیا: نقش هم‌خانگی» به این نتیجه رسیدند که داشتن رابطه قبل از ازدواج و تجربه هم‌خانگی با میزان بالاتر شکست پیوند زناشویی و درنهایت، طلاق همبستگی دارد. مطالعه برناردی و مارتین-پستور (2001) در اسپانیا نشان داده است که تجربه همخانگی و بارداری قبل از ازدواج با ریسک طلاق در بین کوهورت‌های ازدواجی جوان‌تر رابطه مثبتی دارد. در مطالعه آمبرت[41] (2009) در کانادا همبستری قبل از ازدواج از عوامل مؤثر در گرایش به طلاق بوده است.

نتایج برخی پژوهش‌ها همسو با یافته‌های پژوهش حاضر نیستند؛ براساس پژوهش موسوی و همکاران (1386)، افرادی که روابط قبل از ازدواج را تجربه کرده‌اند، در زندگی زناشویی کمتر دچار تعارض می‌شوند، واکنش هیجانی کمتری بروز می‌دهند، همکاری بیشتری دارند و امور مالی را کمتر از هم جدا می‌کنند. تیچمن[42] (2008) اشاره کرد که رابطه پیشرفته قبل از ازدواج تنها در صورتی پیش‌بینی‌کننده انحلال زندگی زناشویی بعدی خواهد بود که با فردی غیر از همسر آینده باشد؛ به عبارت دیگر، رابطه پیشرفته قبل از ازدواج صرفاً در صورت داشتن روابط متعدد یا با افرادی غیر از همسر آینده می‌تواند باعث تأثیرات منفی بر زندگی آینده شود. از پیامدهای نامطلوب روابط قبل از ازدواج می‌توان به افزایش تعارض (روابط دوستی قبل از ازدواج اغلب فقط در دوران خوشی تشکیل می‌شود، در حالیکه، افراد بعد از ازدواج ممکن است درگیر مشکلات زندگی مشترک شوند)، مقایسه دوران دوستی و مجردی (برخی افراد که به بلوغ عاطفی نرسیده‌اند انتظار دارند تمام زندگی بدون کوچکترین مشکلی طی شود و همسر خود را با دوران دوستی و مجردی مقایسه می‌کنند)، پشیمانی از رابطه (افرادی که از نظر عاطفی و منطقی آگاهی لازم نسبت به ازدواج را ندارند و مهارت حل تعارض را نمی‌دانند با پیش آمدن کوچکترین مشکلی در ازدواج احساس پشیمانی می‌کنند) و کاهش اعتماد (اعتماد یکی از اصول بنیادین ازدواج است، افرادی که قبل از ازدواج خودشان یا همسرشان با آن‌ها یا دیگران رابطه دوستی داشته‌اند، بعد از ازدواج نسبت به همسر خود بی‌اعتمادتر هستند) اشاره نمود که باعث کاهش بقای ازدواج می‌شود.

مطالعات زیادی به بررسی تأثیر دوران نامزدی و عقد روی بقای ازدواج پرداختند (بهرامی‌نژاد و رحمتی، 1398؛& Gordon, 2005 Litzinger؛ et al., 2013 Helms؛ ملک‌پور افشار و همکاران 1401)؛ مشکلات زوجین معمولاً از دوران نامزدی منشأ می‌گیرد؛ مرحله‌ای که زوجین قادر به ایجاد بنیان‌های استواری برای ازدواج خود نیستند. با وجود این‌که ریشه‌های طلاق در سال‌های قبل از ازدواج نهفته است، دوره‌های نامزدی و عقد به‌عنوان اولین دوره‌های تحولی[43] خانواده، موفقیت یا شکست ازدواج را پیش‌بینی می‌کند. افرادی که برای سازگاری با نقش‌های زناشویی فرصت کافی نداشته‌اند، ممکن است درباره ازدواج و تعهدات درازمدت عاطفی و اجتماعی آن، درک کاملی به‌دست نیاورده و درنتیجه آمادگی لازم برای پیشگیری از مشکلات و حل آن‌ها را نداشته باشند (ژیان و همکاران، 1394). با وجود اهمیت دوره‌های تحولی پیش از ازدواج، برخی از افراد در این دوران، فرصت شناخت یکدیگر را ندارند و زمان آشنایی و نامزدی آن‌ها معمولاً کوتاهتر از آن است که زوجین فهم و درک درستی از یکدیگر به دست آورند؛ در نتیجه این دوره در آسیب‌پذیری ازدواج در برابر طلاق تأثیر دارد و ادامه زندگی مشترک را سخت‌تر می‌کند (Brisini &2019, Solomon ). نتیجه مطالعه لیتزینگر و گردن (2005) نشان داد که افزایش دوره آشنایی (رسمی) طولانی‌تر، منجر به سازگاری بیشتر زوجین می‌شود. نداشتن دوره آشنایی یا آشنایی محدود، از عوامل بسیار مهمی است که در مهیا کردن زمینه طلاق دخالت دارد (افشاری کاشانیان و همکاران، 1398). غیاثی و همکاران (1389) نشان دادند که میزان شناخت قبل از ازدواج و کوتاه بودن مدت نامزدی، بر گرایش زنان به طلاق تأثیرگذار و بین آنان رابطه معنادار و معکوس وجود دارد. در مطالعه رضازاده و همکاران (1397)، 3/57 درصد اظهار داشتند که دوران نامزدی نداشتند، در حالیکه پاسخگویان اشاره کردند که داشتن دوران نامزدی می‌تواند در افزایش شناخت طرفین نسبت به یکدیگر مؤثر و مفید باشد و فقدان دوران نامزدی و یا کوتاه بودن آن می‌تواند ریسک طلاق را افزایش داده و در نهایت نیز یکی از عوامل پیش‌بینی‌کننده طلاق باشد. یکی از عوامل مداخله‌گر در زمینه طلاق، جهش در مراحل انتقالی ازدواج (آشنایی، نامزدی، عقد) است که می‌تواند ناشی از فرهنگ یا ترس خانواده‌ها از طی این مراحل باشد. همچنین به‌دلیل آسیب‌پذیری که ممکن است با بازگشت از این مراحل حاصل شود، خانواده‌ها ترجیح می‌دهند مراحل انتقالی نادیده گرفته شود. نتایج مطالعه میرزایی و همکاران (1396) نشان داد که رضایت زناشویی زنان متأهل در تهران از بیشترین تا کمترین به‌ترتیب مربوط به کسانی است که رابطه غیرپیشرفته با همسر، رابطه غیرپیشرفته با غیرهمسر، بدون رابطه، رابطه پیشرفته با همسر، رابطه پیشرفته با غیرهمسر داشتند. یکی از عواملی که رضایت زناشویی گروه اول را افزایش داده بود، شناخت متقابل زوجین از یکدیگر پیش از ازدواج است. به عبارت دیگر، از آنجا که افراد این گروه رابطه جنسی با طرف مقابل را پیش از ازدواج تجربه نکرده‌اند، احتمالاً هدف اصلی آن‌ها از این رابطه دستیابی به شناخت بیشتر از همسر آینده‌شان بوده است، چنان‌که در فرهنگ ایرانی نیز افزایش شناخت طرفین از یکدیگر به‌عنوان هدف دوره نامزدی مطرح می‌شود. داشتن رضایت زناشویی بیشتر در میان افراد بدون رابطه جنسی قبل از ازدواج در پژوهش موسوی و همکاران (1386) نیز تأیید شده است.

همراستا با مطالعات ذکر شده، در مطالعه حاضر این متغیر تنها در زنان واقع در سنین جوانتر بر بقای ازدواج اول این زنان معنی‌دار بود؛ 9/78 درصد از زنان، دوران آشنایی رسمی و یا نامزدی نداشتند و تنها 1/21 درصد از آنان یک‌سال و بیشتر این دوره را تجربه کردند. 5/69 درصد آنهایی که بیش از یکسال آشنایی رسمی داشتند رابطه جنسی نداشتند و از بین 5/30 درصد زنانی که رابطه جنسی داشتند، 4/44 درصد از رابطه خود رضایت نداشتند. نتایج نشان داد که با افزایش تعداد سال‌های آشنایی رسمی، بقای ازدواج اول آنان طولانی‌تر می‌شود (خطر طلاق کاهش می‌یابد).

با توجه به اهمیت چگونگی گذران دوران قبل از آغاز زندگی مشترک در تداوم زندگی پیشروی زوجین به‌ویژه زنان، این مطالعه به بررسی عوامل مؤثر بر بقای ازدواج اول زنان مطلقه بدون تجربه زندگی مشترک پرداخت؛ پیشنهاد می‌شود که مطالعات دیگری به بررسی و تحلیل این بقا در دوران‌ ابتدایی آغاز زندگی مشترک (بدون فرزند) و همچنین پس از فرزندآوری اختصاص داده شود. همچنین با توجه به نقش مردان در بستر جامعه ایرانی در امر طلاق و رسمی شدن آن، مطالعات دیگری به مقایسه عوامل مؤثر بر این بقا در مورد مردان و زنان به صورت همزمان بپردازند.

 

[1]. Big data

[2]. Litzinger & Gordon

[3]. Lyngstad & Jalovaara

[4]. Discriminant analysis

[5]. Social learning

[6]. Bandura

[7]. Gregory Bateson

[8]. Don Jackson

[9]. Systems theory

[10]. Homogamy theory

[11]. Hill

[12]. Bowerman

[13]. Lock and Burgess

[14]. Sheng and Yamamura

[15].  Exchange Theory

[16]. Structural Functionalism Theory

[17]. Transitional Society Theory

[18]. Sensitivity Theory

[19]. Empathy

[20]. Breiman

[22]. Gradient-based brier score splitting

[23]. Harrell’s concordance index

[24]. Baysian information criterion

[25]. Akaike information criterion

[26]. Breiman–Cutler

[27]. Minimal depth

[28]. Exponential

[29]. Weibull

[30]. Log-Logistic

[31]. Log-Normal

[32]. Gompertz

[33]. Gamma

[34]. Accelerated Failure Time models

[35]. Accelerated factor

[36]. Cox Poroportional Hazard model

[37] در این بخش به‌منظور سادگی از مدل وایبل به جای مدل زمان شکست شتابیده وایبل استفاده شده است.

[38]. Hewitt

[39]. Bramlett&  Mosher

[40]. Berrington & Diamond

[41]. Ambert

[42]. Teachman

[43]. Transformational periods

References

Abbasi-Shavazi, M.J., & Askari-Nodoushan, A. (2004). Family changes and fertility decline in Iran: Case Study in Yazd Province, Journal of Social Science Letters, 25, 25-75. [Persian], https://jnoe.ut.ac.ir/article_10534.html
Abbassi-Shavazi, M. J. & Mc Donald, P. (2012). Family Change in Iran: Religion, Revolution, and the State, In Jayakody, R., Thornton, A., & Axinn, W. (Eds.). International Family Change: Ideational Perspectives. Routledge.
Afshari Kashanian, O., Zahrakar, K., Mohsen, Zadeh, F. & Tajik Esmaili A.A. (2019). Detection of Predisposing Factors in Women Marital Infidelity, Journal of Counseling Research, 18(71), 121-154. [Persian], https://doi.org/10.29252/jcr.18.71.121
Akhondi, M., Esmaeili, M., & Kazemian, S. (2017). Predicting positive psychological states in women’s post-divorce adjustment. Women's Studies: Sociological and Psychological, 15(2), 137-154. [Persian], https://doi.org/10.22051/JWSPS.2017.12435.1320
Alimondegari, M., & RazeghiNasrabad, H. B. B. (2017). EconomicFactors Affecting Couples’ Decision for Divorce: The Case of Tehran City. Women Studies, 7(17), 117-145. [Persian], https://womenstudy.ihcs.ac.ir/article_2299.html
 Amato, P. R., & Previti, D. (2003). People’s reasons for divorcing: Gender, social class, the life course, and adjustment. Journal of Family Issues, 24(5), 602–626. https://doi.org/10.1177/0192513x03254507
Ambert, A.M. (2009). Divorce: Facts, Cause and Consequences, York University: The Vanier Institute of the Family.
Arab, S.M., Ebrahimzadeh Pezeshki, R., & Morovati Sharifabadi, A. (2015). Designing a Meta-Synthesis Model of Factors Affecting Divorce by Systematic Review of Previous Studies. Iranian Journal of Epidemiology, 10(4), 10-22. [Persian], http://irje.tums.ac.ir/article-1-5286-en.html
Arriaga, X. B., & Foshee, V. A. (2004). Adolescent dating violence: Do adolescents follow in their friends’, or their parents’, footsteps? Journal of Interpersonal Violence, 19(2), 162–184. https://doi.org/10.1177/0886260503260247
Askari-Nodoushan, A., Shams Ghahfarokhi, M., & Shams Ghahfarrokhi, F. (2019). An Analysis of the Socioeconomic Characteristics of Divorce in Iran. Strategic Research on Social Problems in Iran, 8(2), 1-16. [Persian], https://doi.org/10.22108/srspi.2019.116983.1402
Azad Armaki, T. (2003). Sociological Theories. Tehran: Soroush. [Persian].
Azimi Rasta, M. & Abedzad Nubarian, M. (2012). Investigating Factors Affecting the Occurrence of Emotional Divorce Among Couples in the Family. Sociological Studies of Iran, 3(10), 31-46. [Persian], https://ssi.ctb.iau.ir/article_522283.html
Bagheri, A & Saadati, M. (2023). A Random Forest Analysis of the Survival of First Marriages among Childless and with Child Divorced Women. Research Report, National Institute for Population Research: Tehran. [Persian].
Banihashemi, F.S., Alimondegari, M., Kazemipour, S., & Gholami-Fesharaki, M. (2019). The Study of Demographic, Social and Economic Factors Affecting Divorce Probability in Iran, 2016. Journal of Population Association of Iran, 14(28), 7-43. [Persian], https://doi.org/10.22034/jpai.2019.239437
Banijamli, S., Nafisi, G., & Yazdi, S. (2004). Identification of the Causes of Family Disintegration due to the Premarital Psycho-social Charateristics of Men and Women. Psychological Achievements, 11(1), 143-170. [Persian], https://psychac.scu.ac.ir/article_16369.html
Bernardi, F., & Martínez-Pastor, J.-I. (2011). Divorce risk factors and their variation over time in Spain. Demographic Research, 24: 771–800. https://doi.org/10.4054/demres.2011.24.31
Berrington, A., & Diamond, I. (1999). Marital dissolution among the 1958 British birth cohort: The role of cohabitation. Population Studies, 53(1), 19–38. https://doi.org/10.1080/00324720308066
Bramlett, M. D. & Mosher, W.D. (2002). Cohabitation, marriage, divorce and remarriage in United States. Vital Health Statatistics, 23(22), 1-93. https://www.cdc.gov/nchs/data/series/sr_23/sr23_022.pdf
Brisini, K. S. C., & Solomon, D. H. (2019). Relational turbulence in college dating relationships: Measurement, construct validity, and comparison to marriage. Communication Quarterly, 67(4), 424–443. https://doi.org/10.1080/01463373.2019.1605398
Bukharai, A. (2008). Sociology of Silent Lives in Iran. Tehran: Pajhvak Jamia. [Persian].
Bureau of Statistics and Demographic Information of the Civil Registration Organization of Iran (2019). Population Statistics Yearbook, 2018. Tehran: Civil Registration Organization of Iran. [Persian].
Carr, A. (2000). Evidence‐based practice in family therapy and systemic consultation II. Journal of Family Therapy, 22(3), 273–295. https://doi.org/10.1111/1467-6427.00152
Chaboki, O. (2003). An intergenerational study of the relationship between attitudes toward divorce and family functions in women in Tehran. Journal of Woman and Family Studies, 1(1), 159-185. [Persian], https://doi.org/10.22051/jwfs.2014.1512
Dargahi, H., Ghasemi, M., & Beiranvand, A. (2019). The Impacts of Economic and Social Factors on Divorce Rate in Iran with Emphasis on Business Cycles, Women's Education and Employment. Journal of Economics and Modeling, 9(4), 95-120. [Persian], https://dorl.net/dor/20.1001.1.24765775.1397.9.4.4.5
Dayhuol, M., Ahmadi, S., & Mirfardi, A. (2016). Relationship between Development and Divorce in Iran. Journal of Social Work Research, 3(9), 180-217. [Persian], https://doi.org/10.22054/rjsw.2016.9265
Deldar, F., & Falahi, M. A. (2015). Investigating factors affecting divorce in Iran's provinces with an emphasis on economic factors. The Women and Families Cultural-Educational, 10(34), 135-154. [Persian], https://cwfs.ihu.ac.ir/article_201683.html
Diamant, Neil J. (2000). Revolutionizing the Family: Politics, Love, and Divorce in Urban and Rural China, 1949-1968. Berkeley, CA: University of California Press.
Enayat, H., NajafiAsl, A., & Zare, S. (2014). Study of Factors Influencing Early Divorce among Urban Bushehr Youth (Comparing Two Groups of Divorced and Not-Divorced). Journal of Contemporary Sociological Research, 2(3), 1-35. [Persian], https://www.csr.basu.ac.ir/article_940.html
Eshaghi, M., Mohebbi, S. F., Parvin, S., & Mohammadi, F. (2012). Evaluating Social Factors Affecting Women’s Divorce Request in Tehran. Woman in Development & Politics, 10(3), 97-124. [Persian], https://doi.org/10.22059/Jwdp.2012.29484
Esmaeily, M., & Dehdast, K. (1393). Expression of a Conceptual Pattern from the Relations of the Engaging Period Conflicts (Before Marriage) by Marital Satisfaction (After Marriage). Family Counseling and Psychotherapy, 4(3), 405-447. [Persian], https://dorl.net/dor/20.1001.1.22516654.1393.4.3.3.6
Geurts, P., Ernst, D., & Wehenkel, L. (2006). Extremely randomized trees. Machine Learning, 63(1), 3–42. https://doi.org/10.1007/s10994-006-6226-1
Ghiasi, P., Moein, L., & Rusta, L. (2010). An Analysis of the Social Factors Leading to Divorce Petitions among Women Referring to Family Courts in Shiraz, Journal of Woman and Society, 1(1), 69-92. [Persian], https://www.sid.ir/paper/169248/en
Ghotbi, M., Holakoei Naeini, K., Jazayeri, A., & Rahimi, A. (2004). Evaluation of Divorce and its Factors in Divorced Person Lived in DoulatAbad (Tehran). Social Welfare, 3(12), 271-286. [Persian], http://refahj.uswr.ac.ir/article-1-1886-en.html
Gordon, K. C., Hughes, F. M., Tomcik, N. D., Dixon, L. J., & Litzinger, S. C. (2009). Widening spheres of impact: The role of forgiveness in marital and family functioning. Journal of Family Psychology: Journal of the Division of Family Psychology of the American Psychological Association (Division 43), 23(1), 1–13. https://doi.org/10.1037/a0014354
Gua S (2010). “Survival Analysis”. New York: Oxford University Press.
Gulabi, F. (2010). Investigating the mutual effect of change in family functioning and house architecture (case study of Tabriz city). Proceedings of the Family Pathology Conference, 117-136. Tabriz: Applied Scientific Education Center of Welfare of East Azarbaijan Province. [Persian].
Hajloo, N., AlizadehGoradel, J., Ghotbi, M., & DelavarGhavam, S. (2014). Comparison of Love Dimensions based on Marriage Duration between Men and Women Married. Family Counseling and Psychotherapy, 4(1), 47-65. [Persian], https://dorl.net/dor/20.1001.1.22516654.1393.4.1.3.2
Harrell, F. E. (1982). Evaluating the yield of medical tests. The Journal of the American Medical Association, 247(18), 2543. https://doi.org/10.1001/jama.1982.03320430047030
Helms, S. W., Sullivan, T. N., Corona, R., & Taylor, K. A. (2013). Adolescents’ recognition of potential positive and negative outcomes in risky dating situations. Journal of Interpersonal Violence, 28(15), 3084–3106. https://doi.org/10.1177/0886260513488698
Hewitt, B. (2008). Marriage breakdown in Australia: Social correlates, gender and initiator status. Social Policy Research Paper,35. Canberra: Research Publications Unit.
Hoseini, F., Rezapour, M. & Esmat Saatlo, M. (2015). The Study of Effective Factors in Increasing Divorce Rate (Case Study: Divorced Couples of Sarpolezahab Town). Journal of Social Work, 4(2) :33-41. [Persian], http://socialworkmag.ir/article-1-50-en.html
Imanzadeh, V., Moheb, N., Abdi, R., & Honarmand Azimi, M. (2021). Identifying Effective Factors on Divorce and Providing a Model for Divorce Prediction Using Modelling of a Data Mining Decision Tree. Journal of Applied Psychological Research, 12(2), 247-263. [Persian], https://doi.org/10.22059/JAPR.2021.308375.643607
Ishwaran, H. and Kogalur, U. B. (2010b). Random Survival Forests, R package version 3.6.3.
https://www.randomforestsrc.org
Ishwaran, H., & Kogalur, U. B. (2010a). Consistency of random survival forests. Statistics & Probability Letters, 80(13–14), 1056–1064. https://doi.org/10.1016/j.spl.2010.02.020
Ishwaran, H., & Kogalur, U.B. (2014). RandomForestSRC: Random Forests for Survival, Regression and Classification (RF-SRC). R package version 1.4.0. https://cran.r-project.org
Ishwaran, H., Kogalur, U. B., Blackstone, E. H., & Lauer, M. S. (2008). Random survival forests. The Annals of Applied Statistics, 2(3). https://doi.org/10.1214/08-aoas169
Jalilian, Z. (1999). Social Factors Influencing the Request for Divorce in Tehran, Master's Thesis in Demography, Faculty of Social Sciences, Allameh Tabatabai University, Tehran. [Persian].
Janesick, V. J. (2011). Stretching Exercises for Qualitative Researchers. USA: SAGE.
Jose, Anita, Daniel O’Leary, K., & Moyer, A. (2010). Does premarital cohabitation predict subsequent marital stability and marital quality? A meta-analysis. Journal of Marriage and the Family, 72(1), 105–116. https://doi.org/10.1111/j.1741-3737.2009.00686.x
Kazemipour, S., & Khoshnevis, A. (2013). Meta-Analysis of Studies on Levels, Trends and Determinants of Divorce in Iran and Selected Countries, 1970-2011. Population Policy Research, 1(1), 33-59. [Persian], https://ppr.nipr.ac.ir/article_89140.html
Khalajabadi Farahani, F., & Shojaei, J. (2013). The attitude of college students in Tehran towards the effect of premarital heterosexual relationships on marital satisfaction. Women's Strategic Studies, 16(61), 149-188. [Persian], https://dorl.net/dor/20.1001.1.20082827.1392.16.61.5.1
Larson, J. H., & Holman, T. B. (1994). Premarital predictors of marital quality and stability. Family Relations, 43(2), 228. https://doi.org/10.2307/585327
Lee, Y.-J., & Bumpass, L. (2008). Socioeconomic determinants of divorce/separation in South Korea: A focus on wifes current and desired employment characteristics. Development and Society, 37(2), 117–139. https://s-space.snu.ac.kr/handle/10371/86712
Litzinger, S., & Gordon, K. C. (2005). Exploring relationships among communication, sexual satisfaction, and marital satisfaction. Journal of Sex & Marital Therapy, 31(5), 409–424. https://doi.org/10.1080/00926230591006719
 Longstreet, P., Brooks, S., & Gonzalez, E. S. (2019). Internet addiction: When the positive emotions are not so positive. Technology in Society, 57: 76–85. https://doi.org/10.1016/j.techsoc.2018.12.004
Lyngstad, T., & Jalovaara, M. (2010). A review of the antecedents of union dissolution. Demographic Research, 23, 257–292. https://doi.org/10.4054/demres.2010.23.10
Mahdavi, M. S., & Tamiz, R. (2012). Sociological Discriminant Analysis of Hemphill's Index in Marriage Survival (Case of Study: Tabriz City). Journal of Iranian Social Development Studies, 5(2), 55-72. [Persian], https://jisds.srbiau.ac.ir/article_2426.html
Malekpoor Afshar, E., Askari, M., Soltaninejad, A., & Jokar. S. (2022). Providing a Vulnerable Marriage Model Based on Exploring the Signs of Divorce in the Early Transitional Periods of Life (Dating, Engagement, and Marriage) in Non-Consanguineous Marriages. Middle Eastern Journal of Disability Studies, 12(180), 1-7. [Persian], http://jdisabilstud.org/article-1-2911-en.html
Mehbod, N. (1390). Personality characteristics and marital satisfaction, an analysis of the role of different intrapersonal and extrapersonal characteristics. Proceedings of the Second National Conference on Social Harms of Iran, (137-145). Tehran: Iranian Sociological Association. [Persian].
Mirzaie, H., Fathi-Ashtiani, A., Soleymani, A. A., & Yousefi, N. (2018). Comparison of Marital Satisfaction in Married Women in Consideration of Premarital Relationship. Journal of Family Research, 13(3), 361-374. [Persian], https://jfr.sbu.ac.ir/article_97573.html
Mohsenzadeh, F., Nazariy, A. M., & Arefi, M. (2011). Qualitative study of factors contributing to marital dissatisfaction and applying for divorce (the case of Kermanshah). Women's Strategic Studies, 14(53), 7-42. [Persian], https://dorl.net/dor/20.1001.1.20082827.1390.14.53.2.8
Mousavi, S. A, Nawabinjad, Sh., & Atef Vahid, M. K. (2006). The effect of premarital relationships on marital conflicts in married students of public universities in Tehran. Counseling Research and Development, 6(22), 27-40. [Persian], https://www.sid.ir/paper/70185/en
Navabakhsh, M., Tamiz, R. (2018). Investigating and comparing the attitude of the community towards addiction treatment. Proceedings of the Second National Conference on Social Harms of Iran. Tehran: Iranian Sociological Association. [Persian].
Norouzi, S., Tamiz, R. & Asghari Jafarabadi, M. (2019). Survival of marriage in newly married couples of Tabriz city: analysis of survival with the presence of competing risks. Third International Conference on Psychology, Counseling, Education and Training, Mashhad. [Persian].
Quinn, W. H., & Odell, M. (1998). Predictors of marital adjustment during the first two years. Marriage & Family Review, 27(1–2), 113–130. https://doi.org/10.1300/j002v27n01_08
Rahmat Elahi, F. (2015). Pathology of Married Life in Isfahan and presenting a model for the pathology of married life. Master's Thesis in Family Counseling, University of Isfahan: Faculty of Educational Sciences and Psychology. [Persian].
Rahmati, A., & Bahraminezhad, H. (2020). Experience of Divorce Demandants before Marriage (Dating, Engagement, and Marriage): Phenomenological Analysis. Journal of Qualitative Research in Health Sciences, 8(1), 68-82. [Persian], https://jqr1.kmu.ac.ir/article_90957.html
Raymo, J. M., Fukuda, S., & Iwasawa, M. (2013). Educational differences in divorce in japan. Demographic Research, 28: 177–206. https://doi.org/10.4054/demres.2013.28.6
Reyhani, T., & Ajam, M. (2003). The Survey of Divorce Causes of Gonabad City in 2002. Ofogh Danesg, 8(2), 96-100. [Persian], https://www.sid.ir/paper/68452/en
Rezazadeh, S.M. R, Bahrami Ehsan, H., Fazel, M., & Fallah, M. (2019). Assessment of inducing factors on divorce: An exploration Analysis. Journal of Psychological Science, 17(71), 765-774. [Persian], http://dorl.net/dor/20.1001.1.17357462.1397.17.71.9.3
Ryahi, M.A., Aliverdinya, A., & Kakavan, S. (2008). A Sociological Analysis of Tendency towards Divorce. Woman in Development & Politics, 5(3), 109-140. [Persian], https://jwdp.ut.ac.ir/article_27159.html?lang=fa
Sadeghi, R. (2016). Socio-Economic Factors Affecting Iranian Youth Divorce. Strategic Studies on Youth and Sports, 15(32), 189-205. [Persian], https://faslname.msy.gov.ir/article_161.html
Sadeghi, R., Zanjari, N., & Mahmoudiani, S. (2018). Marriage Patterns, Marital Satisfaction, and Tendency to Divorce in Tehran City. Women's Strategic Studies, 21(81), 7-45. https://doi.org/10.22095/JWSS.2018.89241
Sarukhani, B. (1998). Divorce: A Research in Knowing the Reality and Its Factors, Tehran: University of Tehran Press. [Persian].
Shakuri, Razia. (2003). Investigating the incident of divorce and its developments in Iran 1365-1385, a case study of Qom province. Master's thesis in Demography, Allameh Tabatabai University: Faculty of Social Sciences. [Persian].
Sharma, B. (2011). Mental and Emotional Impact of Divorce on Women. Journal of the Indian Academy of Applied Psychology, 37(1), 125-131.
Smith, S., Maas, I., & van Tubergen, F. (2012). Irreconcilable differences? Ethnic intermarriage and divorce in the Netherlands, 1995–2008. Social Science Research, 41(5), 1126–1137. https://doi.org/10.1016/j.ssresearch.2012.02.004
Teachman, J. (2008). Complex life course patterns and the risk of divorce in second marriages. Journal of Marriage and the Family, 70(2), 294–305. https://doi.org/10.1111/j.1741-3737.2008.00482.x
United Nations. (2020). Demographic and social statistics: marriage and divorce, New York: USA. https://unstats.un.org/unsd/demographic-social/sconcerns/mar_divorce/
Valenzuela, S., Halpern, D., & Katz, J. E. (2014). Social network sites, marriage well-being and divorce: Survey and state-level evidence from the United States. Computers in Human Behavior, 36: 94–101. https://doi.org/10.1016/j.chb.2014.03.034
Vasudevan, B., Devi, G., Bhaskar, A., Areekal, B., Lucas, A., & Chintha, C. (2015). Causes of divorce: A descriptive study from central Kerala. Journal of Evolution of Medical and Dental Sciences, 04(20), 3418–3426. https://doi.org/10.14260/jemds/2015/494
Yazd Kasti, H., Mansori, N., Zadeh Mohammadi, A., & Ahmad Abadi, M. A. (2008). The Relation of Inclination and Guilt Feeling of Divorce on Stress, Depression and Anxiety of Those Are to Divorce in Esfahan and Arak. Journal of Family Research, 4(3), 263-275. [Persian], https://jfr.sbu.ac.ir/article_95224.html
Zhian F., Navabinejad, S. H., & Azimi Garoosi, S. (2015). Sexual Satisfaction and Marital Adjustment among Consanguineous and Nonconsanguineous Teaching Couples. Family and Research, 12(2), 27-40. [Persian], http://dorl.net/dor/20.1001.1.26766728.1394.12.2.2.1
 
Journal of Population Association of Iran
Volume 18, Issue 35
October 2023
Pages 305-362

Files

History

  • Receive Date: 17 May 2023
  • Revise Date: 24 June 2023
  • Accept Date: 25 June 2023

Share

How to cite

Statistics