فصل ۹: آیا مشارکت والدین می‌تواند آثار طلاق یا تک‌والدی را جبران کند؟

در سی‌وپنج سال گذشته، پژوهش‌های قابل توجهی نشان داده‌اند که طلاق و ازدواجِ مجددِ والدین عموماً با کاهشِ پیشرفت تحصیلیِ فرزندان همراه است (McLanahan & Sandefur, 1994; Wallerstein & Lewis, 1998). برخی دانشمندان علوم اجتماعی علتِ این یافته را آن می‌دانند که کودکانِ خانواده‌های پس از طلاق معمولاً در مجموع زمانِ کمتری با هر دو والدِ زیستی می‌گذرانند (Wallerstein & Lewis, 1998) و در نتیجه، مشارکت والدین در آموزش در این خانواده‌ها کمتر است. پژوهش‌ها پیوسته نشان داده‌اند سطحِ بالاترِ مشارکت والدین اغلب با پیشرفت تحصیلیِ بیشترِ کودکان همراه است (Deslandes et al., 1997; Mau, 1997; Villas-Boas, 1998). در سال‌های اخیر، پژوهشگران خانواده به‌دنبالِ عواملی بوده‌اند که شاید اثرهای طلاق و ازدواجِ مجدد را خنثی کنند. برخی معتقدند والدین یا ناپدری و نامادری‌ای که در مدرسه و آموزشِ فرزندان مشارکت فعال دارند، ممکن است با همان کاهشِ پیشرفت تحصیلیِ معمول در پیِ طلاق و ازدواجِ مجدد روبه‌رو نشوند (Bronstein et al., 1994; Hetherington, 1992). به باور آنان، اگر اثر مشارکت والدین در نظر گرفته شود، اثرهای طلاق و ازدواجِ مجدد از بین می‌رود. هدفِ این مطالعه بررسیِ همین پرسش است.

اثرِ منفیِ طلاق و ازدواجِ مجددِ والدین بر پیامدهای تحصیلیِ کودکان به‌خوبی مستند شده است (Cherlin, 1992; Hetherington & Clingempeel, 1992; Jeynes, 2002a, 2002b, 2002c, 2006b; McLanahan & Sandefur, 1994; Wallerstein, Corbin, & Lewis, 1988). پژوهش دربارهٔ خانواده‌های بازترکیب‌شده از پژوهش دربارهٔ خانواده‌های تک‌والد کمتر پیش رفته است؛ علت اصلی این است که مطالعات نسبتاً کمی اثرِ این ساختار را بر پیشرفت تحصیلی بررسی کرده‌اند (Booth & Dunn, 1994; Emery, 1988; Ganong & Coleman, 1994; Jeynes, 2006b, 2007a; Wertlieb, 1997). بااین‌حال، مجموعهٔ رو به رشدی از پژوهش‌ها نشان می‌دهد ازدواجِ مجددِ والدین ممکن است تا اندازه‌ای اثر منفی بر پیامدهای تحصیلیِ کودکان داشته باشد (Hetherington & Jodl, 1994; Popenoe, 1994; Zill, 1994; Zill & Nord, 1994).

دیدگاه‌های پژوهشی دربارهٔ پیامدهای طلاق و ازدواجِ مجدد

با توجه به اینکه بیشتر پژوهشگران اکنون اثرِ طلاق و ازدواجِ مجددِ والدین بر پیامدهای مدرسه‌ایِ کودکان را می‌پذیرند، پرسش رایج این است که چرا چنین اثری دیده می‌شود. سه دیدگاه بیش از بقیه برای توضیحِ این پیامدها مطرح شده است: دیدگاهِ «وضعیت اقتصادی‌ـ‌اجتماعی»، دیدگاهِ «سازگاری با مراقبِ غیرِوالد» و دیدگاهِ «دسترسی به والدین».

پژوهشگرانِ دیدگاهِ وضعیت اقتصادی‌ـ‌اجتماعی تأکید می‌کنند که تغییر از خانوادهٔ دست‌نخورده به ساختارهای دیگر، تقریباً همیشه وضعیت اقتصادی‌ـ‌اجتماعیِ خانواده را کاهش می‌دهد (Bane & Jargowsky, 1988; McLanahan & Sandefur, 1994; Neighbors, Forehand, & Armistead, 1992; Thomson, Hanson, & McLanahan, 1994). بنابراین، وقتی تغییر ساختار خانواده با کاهشِ درآمد، اشتغال یا منابع آموزشی همراه می‌شود، پیامدهای منفی‌ای که معمولاً با وضعیت اقتصادی‌ـ‌اجتماعیِ پایین‌تر مرتبط‌اند نیز پدیدار می‌شوند (Bane & Jargowsky, 1988; McLanahan & Sandefur, 1994). دیدگاهِ دوم، «سازگاری با مراقبِ غیرِوالد» است. پژوهشگرانِ این دیدگاه می‌گویند حضورِ مراقبی که والدِ زیستیِ کودک نیست می‌تواند برای بسیاری از کودکان تنش‌زا باشد (Anderson & Rice, 1992; Hetherington & Clingempeel, 1992; Walsh, 1992; Zill & Nord, 1994).

پژوهش‌های جدیدتر نشان می‌دهند هر سه دیدگاه تا اندازه‌ای در توضیحِ پیامدهای ساختار خانواده سودمندند (Jeynes, 2000b; McLanahan & Sandefur, 1994). بااین‌حال، اگر مسئلهٔ علیت را در نظر بگیریم، ظاهراً دیدگاهِ «دسترسی به والدین» بخشِ بزرگ‌تری از فاصلهٔ تحصیلیِ کودکانِ خانواده‌های پس از طلاق را توضیح می‌دهد (Allison & Furstenberg, 1989; Furstenberg, 1988; Jeynes, 1998). ازاین‌رو پژوهشِ حاضر بر همین دیدگاه متمرکز است. طرفدارانِ این دیدگاه معتقدند طلاق دسترسیِ کودک به دست‌کم یکی از والدین را کاهش می‌دهد. به‌باور آنان، کاهشِ دسترسی به والدِ زیستی می‌تواند بر سلامتِ روانیِ کودک اثر منفی بگذارد و یکی از نمودهای احتمالیِ آن در پیشرفت تحصیلی دیده شود (Cherlin, 1992; Hetherington, 1989; Kelly, 1992).

پژوهشگرانِ این دیدگاه عموماً در یکی از دو گروه قرار می‌گیرند. گروهِ نخست باور دارد زندگی با دو والدِ زیستی مزیت‌هایی دارد که در نبودِ یکی از والدین، بازآفرینیِ آن‌ها بسیار دشوار یا ناممکن است (Cherlin, 1992; Wallerstein & Blakeslee, 1989; Wallerstein et al., 1988; Zill & Nord, 1994). نویسنده این برداشت را «زیر‌دیدگاهِ خانوادهٔ ازهم‌گسیخته» می‌نامد. گروهِ دوم معتقد است اگر پس از طلاق دسترسیِ کودک به هر دو والد همچنان زیاد باشد، می‌توان بر دشواری‌هایی که معمولاً به طلاق نسبت داده می‌شوند غلبه کرد (Hetherington et al., 1989; Hetherington & Jodl, 1994). نویسنده این برداشت را «زیر‌دیدگاهِ جبران» می‌نامد. شماری از پژوهشگران می‌گویند مشارکتِ والدین در آموزش می‌تواند تقریباً به‌طور کامل پیامدهای معمولِ طلاق را بر نتایج آموزشی کاهش دهد (Hetherington et al., 1989; Mechanic & Hansell, 1989).

شواهدِ پیشین دربارهٔ مشارکتِ والدین

به‌طور میانگین، مشارکتِ والدین با افزایشِ پیشرفت تحصیلیِ کودکان همراه است. هارا (۱۹۹۸) حتی مشارکتِ بیشترِ والدین را کلیدِ بهبودِ پیشرفت تحصیلیِ کودکان می‌داند. پژوهش‌های گوناگون نشان می‌دهند مشارکتِ والدین در عملکردِ دانش‌آموزانِ دورهٔ ابتدایی و متوسطه نقش دارد (Christian et al., 1998; Mau, 1997; McBride & Lin, 1996; Muller, 1998; Singh et al., 1995). پژوهشِ سینگ و همکاران (۱۹۹۵) حاکی از آن است که اثرِ مشارکتِ والدین شاید در دورهٔ ابتدایی بیشتر باشد. دسلاند، رویه، تورکو و برتران (۱۹۹۷) نیز گزارش کردند که سبکِ فرزندپروری ممکن است میزانِ اثرگذاریِ مشارکتِ والدین در دورهٔ متوسطه را تعیین کند. اثرهای مشارکتِ والدین در پیشرفتِ خواندن (Jeynes, 2002a; Shaver & Walls, 1998)، ریاضی (Muller, 1998; Peressini, 1998; Shaver & Walls, 1998) و دیگر درس‌ها نیز گزارش شده‌اند (Jeynes, 2002a; Zdzinski, 1996).

بر پایهٔ شواهدِ پژوهشی، مشارکتِ والدین با پیشرفتِ تحصیلیِ بیشتر همراه است؛ چه خانوادهٔ دانش‌آموز از نظر اقتصادی در چه وضعی باشد (Shaver & Walls, 1998)، چه سطحِ تحصیلاتِ والدین چقدر باشد (Bogenschneider, 1997)، و چه پیشینهٔ نژادیِ دانش‌آموزان چه باشد (Mau, 1997; Sanders, 1998; Villas-Boas, 1998). پژوهشِ مولر (۱۹۹۸) نشان می‌دهد مشارکتِ والدین شاید به کاهشِ فاصلهٔ پیشرفتِ ریاضی میان دختران و پسران کمک کند. مطالعه‌های دانش‌آموزانِ کشورهای دیگر نیز از اثرهای مثبتِ مشارکتِ والدین گزارش داده‌اند (Deslandes et al., 1997; Mau, 1997; Villas-Boas, 1998). تمایلِ والدین به مشارکت در آموزشِ فرزند ظاهراً به این هم محدود نیست که مدرسه در مرکزِ شهر باشد یا حومه (Griffith, 1996; Hampton et al., 1998). پژوهشِ باوخ و گلد‌رینگ (۱۹۹۵) نشان می‌دهد سطحِ بالای مشارکت وقتی آسان‌تر حاصل می‌شود که والدین خود مدرسهٔ فرزندشان را انتخاب کرده باشند. پژوهش‌های دیگر نیز از تسهیلِ مشارکت در شرایطی مانند زندگیِ کودک در خانوادهٔ دست‌نخورده، اشتیاقِ عمومیِ والدین و مذهبی‌بودنِ خانواده سخن گفته‌اند (Onatsu-Arvibani & Nurmi, 1997; Zellman & Waterman, 1998; Riley, 1996; Sanders, 1998).

روشِ پژوهش

جامعهٔ آماریِ این مطالعه از دانش‌آموزانی تشکیل شده است که در پیمایشِ طولیِ ملیِ آموزش (NELS) در سال‌های ۱۹۸۸، ۱۹۹۰ و ۱۹۹۲ شرکت کردند. بنابراین، مطالعه از نمونه‌ای نماینده در سطحِ ملی استفاده می‌کند و مشارکتِ والدین را در بستری گسترده‌تر می‌سنجد. برای بررسیِ جهتِ رابطهٔ احتمالی، در تحلیلِ سالِ ۱۹۹۲ (پایهٔ دوازدهم)، سنجه‌های مشارکتِ والدین از داده‌های سالِ ۱۹۹۰ (پایهٔ دهم) و سنجه‌های تحصیلی از داده‌های ۱۹۹۲ گرفته شدند. از پرسش‌نامه‌های NELS متغیرهای ساختارِ خانواده برای تحلیلِ رگرسیونِ مدلِ خطیِ عمومی ساخته شد. برای طلاق و ازدواجِ مجدد متغیرهای مجازی تعریف شد؛ مقدارِ «بله» برای هر متغیر برابر با ۱ بود.

برای سنجشِ ابعادِ مشارکتِ والدین، سه دسته متغیرِ مجازی ساخته شد. متغیرِ نخست میزانِ مشارکتِ مستقیمِ والد در تکلیف و زندگیِ اجتماعیِ کودک را می‌سنجید: کودکانی که والدینشان تکالیفشان را بررسی یا در انجامِ آن کمک می‌کردند و دوستانِ نزدیکشان را می‌شناختند، در این متغیر در گروهِ «بله» قرار گرفتند. سنجهٔ دوم بر گفت‌وگوی کودک با والدین دربارهٔ رویدادهای مدرسه، کلاس‌ها و مطالبِ درسی استوار بود. سنجهٔ سوم میزانِ مشارکتِ والدین در برنامه‌های مدرسه را می‌سنجید؛ اگر والد دست‌کم گاهی در جلسه‌ها یا رویدادهای مدرسه شرکت می‌کرد یا در برنامه‌های آن داوطلب می‌شد، مقدارِ این متغیر «بله» بود.

سنجه‌های پیشرفتِ تحصیلی

نمره‌های آزمونِ استانداردشده از آزمون‌هایی به دست آمدند که سرویسِ آزمون‌های آموزشی (ETS) تهیه کرده بود. نمره‌های نظریهٔ پاسخ به سؤال (IRT) برای درکِ مطلبِ خواندن، ریاضی، مطالعات اجتماعی (تاریخ، مدنی و جغرافیا)، علوم و نمرهٔ ترکیبیِ خواندن و ریاضی به کار رفتند.

متغیرهای مستقلِ دیگر

وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعیِ خانواده با استفاده از اطلاعاتِ پرسش‌نامهٔ والدین و در صورتِ نبودِ آن، اطلاعاتِ مرتبطِ پرسش‌نامهٔ دانش‌آموز تعیین شد. پنج مؤلفه داشت: تحصیلاتِ پدر، تحصیلاتِ مادر، شغلِ پدر، شغلِ مادر و درآمدِ خانواده. اطلاعاتِ شغلی با مقیاسِ شاخصِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعیِ دانکن (Duncan SEI) بازکدگذاری شد؛ همان مقیاسی که در پیمایشِ «دبیرستان و پس از آن» نیز به کار رفته بود. سه متغیرِ کدگذاری‌شده برای وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعی استفاده شد.

برای اثرِ تعلق به گروه‌های نژادیِ اقلیت (سیاه‌پوست، لاتین‌تبار، آسیایی و بومیِ آمریکا) و جنسیت نیز متغیرهای مجازی ساخته شد؛ مقدارِ جنسیت برای دختران ۱ بود. برای داده‌های مفقودِ ساختارِ خانواده و نژاد هم متغیرهای جداگانه‌ای در نظر گرفته شد.

مدل‌های تحلیل

برای بررسیِ اثرِ ساختارِ خانواده دو مدل به کار رفت: مدلِ دارای وضعیت اقتصادی‌ـ‌اجتماعی (SES) و مدلِ فاقدِ آن (No-SES). هر دو مدل متغیرهای مشارکتِ والدین، جنسیت و داده‌های مفقود را داشتند؛ فقط مدلِ SES متغیرهای وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعی را نیز در بر می‌گرفت. این دو مدل برای به‌دست‌آوردنِ اثرِ کلیِ ساختارِ خانواده و نیز استفاده از الگوهای رایج در پژوهش‌های علوم اجتماعی انتخاب شدند تا بتوان نتایج را با پژوهش‌های پیشین مقایسه کرد. تحلیل‌ها با رگرسیون و مدلِ خطیِ عمومی انجام شدند.

یافته‌ها

در مدلِ فاقدِ وضعیت اقتصادی‌ـ‌اجتماعی و بر پایهٔ داده‌های پایهٔ هشتم، اثرِ طلاق با درنظرگرفتنِ متغیرهای مشارکتِ والدین نیز در هر پنج آزمونِ استانداردشده منفی و تقریباً یک‌دهمِ انحراف معیار بود. بتا برایِ ریاضی −۰٫۱۰ بود، F(1, 23,628) = 17.51، p < 0.0001؛ برایِ علوم −۰٫۱۰، F(1, 23,615) = 19.76، p < 0.0001؛ برایِ نمرهٔ ترکیبی −۰٫۱۰، F(1, 23,696) = 18.71، p < 0.0001؛ و برایِ مطالعات اجتماعی −۰٫۱۰، F(1, 23,524) = 17.71، p < 0.0001. در آزمونِ خواندن، بتا −۰٫۰۹ بود، F(1, 23,642) = 14.76، p < 0.0001. در سنجهٔ غیراستانداردِ تکرارِ پایه، اثرِ طلاق ۰٫۱۶ بود، F(1, 22,770) = 41.42، p < 0.0001. اثرِ ازدواجِ مجدد در همهٔ پیامدها جهتِ منفی داشت، اما فقط در آزمونِ ریاضی از نظر آماری معنادار بود: بتا −۰٫۰۸، F(1, 23,628) = 6.95، p < 0.01. در بیشترِ موارد، بتاهایِ دیگر به آستانهٔ معناداری نزدیک شدند، اما از آن نگذشتند.

جدول ۹ـ۱. اثرِ طلاق و ازدواجِ مجدد بر پیشرفتِ تحصیلیِ نوجوانانِ پایهٔ دوازدهم، بر حسب واحدِ انحرافِ معیار؛ مدلِ فاقدِ وضعیت اقتصادی‌ـ‌اجتماعی، سالِ ۱۹۸۸ (N = ۲۵٬۵۹۹)

• p < ۰٫۰۵؛ ** p < ۰٫۰۱؛ *** p < ۰٫۰۰۱؛ **** p < ۰٫۰۰۰۱.

الگویِ نتایج در مدلِ دارای وضعیت اقتصادی‌ـ‌اجتماعی (جدولِ ۹ـ۲) متفاوت بود. در سنجه‌های استانداردشده، اثرهای ازدواجِ مجدد به‌طور پیوسته معنادار بودند، اما اثرهای طلاق معنادار نبودند. بتاها از −۰٫۱۱ برایِ ریاضی، F(1, 23,620) = 17.74، p < 0.0001، تا −۰٫۰۶ برایِ خواندن، F(1, 23,634) = 4.35، p < 0.05، تغییر می‌کردند. در سنجهٔ غیراستانداردِ تکرارِ پایه، برعکس، اثرِ طلاق با بتایِ ۰٫۱۰ معنادار بود، F(1, 22,765) = 18.98، p < 0.0001، و اثرِ ازدواجِ مجدد معنادار نبود. بتاهایِ طلاق در سنجه‌هایِ استانداردشده و بتاهایِ ازدواجِ مجدد در سنجهٔ تکرارِ پایه معنادار نبودند.

در هر دو مدل، سنجهٔ مشارکتِ والدین که بیشترین ارتباط را با پیشرفتِ تحصیلی داشت، گفت‌وگوی کودک با والدین دربارهٔ رویدادهای مدرسه بود. اثرِ گفت‌وگو در سنجه‌های استانداردشده بزرگ‌تر از سنجهٔ تکرارِ پایه بود: در مدلِ فاقدِ وضعیت اقتصادی‌ـ‌اجتماعی بیش از چهار‌دهمِ انحراف معیار و در مدلِ دارای آن حدود دو‌دهمِ انحراف معیار. در تحلیلِ تکمیلی‌ای که به‌جای طلاق و ازدواجِ مجدد، ساختارِ خانواده را با زندگی در خانوادهٔ دست‌نخورده می‌سنجید، گفت‌وگو پس از متغیرِ ساختارِ خانواده بزرگ‌ترین ضریب را داشت.

جدول ۹ـ۲. اثرِ طلاق و ازدواجِ مجدد بر پیشرفتِ تحصیلیِ نوجوانانِ پایهٔ دوازدهم؛ مدلِ دارای وضعیت اقتصادی‌ـ‌اجتماعی، سالِ ۱۹۸۸ (N = ۲۵٬۵۹۹)

• p < ۰٫۰۵؛ ** p < ۰٫۰۱؛ *** p < ۰٫۰۰۱؛ **** p < ۰٫۰۰۰۱.

جدولِ ۹ـ۳ بتاهایِ مدلِ فاقدِ وضعیت اقتصادی‌ـ‌اجتماعی را برای داده‌های سالِ ۱۹۹۲ نشان می‌دهد. در سنجه‌های استانداردشده، اثرِ طلاق نسبت به داده‌های پایهٔ هشتم کمی بزرگ‌تر بود: بتا برای ریاضی −۰٫۱۴، برای علوم، نمرهٔ ترکیبی و مطالعات اجتماعی −۰٫۱۱ و برای خواندن −۰٫۰۸ بود. در سنجه‌های غیراستانداردِ پایهٔ دوازدهم، بتا برایِ تکرارِ پایه −۰٫۰۸ بود، F(1, 18,960) = 13.07، p < 0.001، و برایِ گذراندنِ مجموعه‌درس‌هایِ پایه‌ای نیز −۰٫۰۸ گزارش شد، F(1, 17,099) = 11.57، p < 0.001. در سنجه‌هایِ استانداردشده، بزرگ‌ترین ضریبِ طلاق از نظرِ قدرِ مطلق برایِ ریاضی −۰٫۱۴ بود، F(1, 14,182) = 33.86، p < 0.0001. ضریبِ علوم −۰٫۱۱ بود، F(1, 14,079) = 22.15، p < 0.0001؛ نمرهٔ ترکیبی −۰٫۱۱، F(1, 14,212) = 23.76، p < 0.0001؛ و مطالعات اجتماعی −۰٫۱۱، F(1, 14,010) = 22.15، p < 0.0001. در خواندن، بتا −۰٫۰۸ بود، F(1, 14,175) = 10.09، p < 0.01.

جدول ۹ـ۳. اثرِ طلاق و ازدواجِ مجدد بر پیشرفتِ تحصیلیِ نوجوانانِ پایهٔ دوازدهم؛ مدلِ فاقدِ وضعیت اقتصادی‌ـ‌اجتماعی، سالِ ۱۹۹۲ (N = ۲۰٬۷۰۶)

• p < ۰٫۰۵؛ ** p < ۰٫۰۱؛ *** p < ۰٫۰۰۱؛ **** p < ۰٫۰۰۰۱.

الگویِ ضرایب در مدلِ دارای وضعیت اقتصادی‌ـ‌اجتماعی (جدولِ ۹ـ۴) باز هم فرق داشت. در سنجه‌های استانداردشده، اثرِ ازدواجِ مجدد به‌طور پیوسته معنادار بود و اثرِ طلاق معنادار نبود. بتاها برایِ ریاضی −۰٫۱۲ بود، F(1, 12,329) = 15.55، p < 0.0001، و برایِ علوم نیز −۰٫۱۲، F(1, 12,247) = 15.91، p < 0.0001؛ در خواندن −۰٫۰۹، F(1, 12,317) = 8.43، p < 0.01، و در مطالعات اجتماعی نیز −۰٫۰۹، F(1, 12,192) = 8.46، p < 0.01. در متنِ منبع آمده است که در موردِ پایهٔ هشتم، متغیرِ ازدواجِ مجدد و نه طلاق اثرِ معناداری به اندازهٔ −۰٫۰۸ انحراف معیار داشت، F(1, 15,122) = 7.67، p < 0.01؛ این عبارت با عنوانِ جدولِ ۹ـ۴ که داده‌های سالِ ۱۹۹۲ و دانش‌آموزانِ پایهٔ دوازدهم را ذکر می‌کند، سازگار نیست و بدونِ حدس‌زدن حفظ شده است. اثرِ طلاق در سنجه‌های استانداردشده معنادار نبود. بار دیگر، گفت‌وگوی کودک با والدین دربارهٔ مدرسه بیشترین ضریبِ رگرسیون را در میان سنجه‌های مشارکتِ والدین داشت.

جدول ۹ـ۴. اثرِ طلاق و ازدواجِ مجدد بر پیشرفتِ تحصیلیِ نوجوانانِ پایهٔ دوازدهم؛ مدلِ دارای وضعیت اقتصادی‌ـ‌اجتماعی، سالِ ۱۹۹۲ (N = ۲۰٬۷۰۶)

• p < ۰٫۰۵؛ ** p < ۰٫۰۱؛ *** p < ۰٫۰۰۱؛ **** p < ۰٫۰۰۰۱.

یادداشتِ مترجم: عنوانِ جدولِ ۹ـ۱ داده‌ها را مربوط به دانش‌آموزانِ پایهٔ دوازدهم در سالِ ۱۹۸۸ معرفی می‌کند، اما متنِ رواییِ فصل نتایج را به داده‌های پایهٔ هشتم نسبت می‌دهد. همچنین شمارهٔ سنجه‌های مشارکتِ والدین در جدول‌هایِ ۹ـ۱ و ۹ـ۳ با جدول‌هایِ ۹ـ۲ و ۹ـ۴ یکسان نیست؛ برچسب‌ها در هر جدول عینِ منبع حفظ شده‌اند.

بحث

یافته‌ها نشان می‌دهند حتی پس از درنظرگرفتنِ متغیرهای مشارکتِ والدین، پیشرفتِ تحصیلیِ کودکانِ خانواده‌های پس از طلاق از همتایانشان در خانواده‌های دست‌نخورده پایین‌تر بود. به بیانِ دیگر، مشارکتِ والدین همهٔ اثرهای طلاق و ازدواجِ مجدد بر موفقیتِ تحصیلی را توضیح نمی‌دهد. مشارکتِ زیادِ والدِ تنها پس از طلاق نیز برای ازمیان‌برداشتنِ کاملِ فاصلهٔ تحصیلیِ گزارش‌شده در این مطالعه کافی نبود. الگوی ضرایب بسته به کنترل‌کردن یا نکردنِ وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعی تغییر می‌کرد: در مدلِ فاقدِ این کنترل، متغیرِ طلاق بیش از ازدواجِ مجدد با افتِ پیشرفت همراه بود؛ در مدلِ دارای کنترل، بتاهایِ ازدواجِ مجدد بزرگ‌تر بودند. این الگو با برخی پژوهش‌های دیگر هم‌خوان است (Amato & Ochiltree, 1987; Jeynes, 2002a, 2006b). تفسیرِ نویسنده این است که ازدواجِ مجدد معمولاً وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعیِ خانواده، به‌ویژه درآمد را بالا می‌برد، اما این افزایش در داده‌های مورد بررسی با افزایشِ متناظرِ پیامدهای آموزشی همراه نبود؛ ازاین‌رو ضرایبِ منفی در مدلِ کنترل‌شده را چنین تفسیر می‌کند.

از آنجا که ضرایبِ این مطالعه جمع‌پذیرند، نویسنده این احتمال را مطرح می‌کند که ازدواجِ مجدد لزوماً سطحِ پایینِ موفقیتِ تحصیلیِ مشاهده‌شده در کودکانِ خانواده‌های تک‌والدِ پس از طلاق را بهبود نمی‌دهد. بااین‌حال، مشارکتِ والدین بر پیشرفتِ تحصیلی اثر دارد و تا اندازه‌ای می‌تواند فشارِ منفیِ همراه با طلاق و ازدواجِ مجدد را تعدیل کند. گفت‌وگوی کودک با والدین دربارهٔ رویدادهای مدرسه، به‌ویژه، با موفقیتِ تحصیلی ارتباط داشت. در مجموع، نویسنده دو نتیجه می‌گیرد: نخست، مشارکتِ والدین بااهمیت است، اما در داده‌های این مطالعه اثرِ طلاق و ازدواجِ مجدد را به‌طور کامل جبران نکرد؛ دوم، مشارکتِ والدین همچنان با موفقیتِ تحصیلیِ کودکان ارتباط دارد و باید والدینِ خانواده‌های پس از طلاق و خانواده‌های بازترکیب‌شده را به مشارکت در آموزشِ فرزندانشان تشویق کرد. نویسنده می‌گوید نتایج عمدتاً با زیر‌دیدگاهِ «خانوادهٔ ازهم‌گسیخته» سازگارند؛ یعنی دیدگاهی که برخی مزیت‌های زندگی با دو والدِ زیستی را دشوار یا ناممکن برای بازآفرینی در غیابِ یکی از آنان می‌داند (Cherlin, 1992; Wallerstein & Blakeslee, 1989; Wallerstein et al., 1988; Zill & Nord, 1994).

نویسنده چند احتمال را برای توضیحِ اینکه چرا مشارکتِ والدین اثرهای طلاق و ازدواجِ مجدد را کاملاً جبران نکرد مطرح می‌کند. نخست، از دیدگاهِ خانوادهٔ ازهم‌گسیخته، زندگی در خانوادهٔ دست‌نخورده ممکن است مزیت‌های نادیدنی‌ای داشته باشد که مشارکتِ والدین به‌تنهایی جایگزینشان نمی‌شود؛ حضورِ والد می‌تواند فضایی از محبت، حمایت و ثبات ایجاد کند که برخی پژوهشگران آن را مهم می‌دانند (Wallerstein & Lewis, 1998; Zill & Nord, 1994). دوم، نظریهٔ وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعی شاید بخشی از تفاوت را توضیح دهد؛ هرچند اثرِ ازدواجِ مجدد پس از واردکردنِ متغیرهای این وضعیت نیز در تحلیل باقی ماند. سوم، دیدگاهِ سازگاری با مراقبِ غیرِوالد شاید توضیح دهد که چرا اثرهای ازدواجِ مجدد پس از کنترلِ وضعیتِ اقتصادی‌ـ‌اجتماعی همچنان دیده شدند؛ زیرا کودک ممکن است ناچار به سازگاری‌های متعددی با حضورِ والدِ ناتنی در خانه باشد (Hetherington & Jodl, 1994; Popenoe, 1994; Zill, 1994; Zill & Nord, 1994).

نتایج می‌گویند مشارکتِ والدینِ جداشده به‌تنهایی برای حذفِ کاملِ ارتباطِ آماریِ طلاق و ازدواجِ مجدد با افتِ پیشرفتِ تحصیلیِ نوجوانان کافی نبود. این نتیجه به‌معنای بی‌اهمیت‌بودنِ مشارکتِ والدین نیست؛ ممکن است کاهشِ دسترسی به والدِ غیرِسرپرست که در بسیاری از موقعیت‌های پس از طلاق رخ می‌دهد، جبرانِ این کاهش را برای والدِ زیستی یا ناپدری و نامادری دشوار کند. عواملِ روان‌شناختیِ متعددی نیز ممکن است در این میان نقش داشته باشند. نویسنده پیشنهاد می‌کند پژوهشگران، درمانگرانِ خانواده و مربیان دربارهٔ انتظارهای واقع‌بینانه از اثرِ مشارکتِ والدینِ تنها یا ازدواج‌مجددکرده گفت‌وگو کنند و پژوهش‌های آینده پویایی‌هایی را بررسی کنند که توضیح می‌دهند چرا مشارکتِ والدین به‌تنهایی اثرهای طلاق و ازدواجِ مجدد را کاملاً از میان نمی‌برد.