دوره 21، شماره 7 - ( مهر 1402 )
جلد 21 شماره 7 صفحات 574-558 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Ethics code: IR.IAU.Z.REC.1401.062
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Noursina S, Kiani Q. THE MODERATING ROLE OF SELF-COMPASSION IN THE RELATIONSHIP BETWEEN CAREGIVER BURDEN AND DEPRESSION AMONG PARENTS OF CHILDREN WITH CANCER. Nursing and Midwifery Journal 2023; 21 (7) :558-574
URL: http://unmf.umsu.ac.ir/article-1-4933-fa.html
URL: http://unmf.umsu.ac.ir/article-1-4933-fa.html
نورسینا سحر، کیانی قمر. نقش تعدیل‌کننده شفقت به خود در رابطه بین فشار مراقبتی و افسردگی در والدین کودکان مبتلا به سرطان. مجله پرستاری و مامایی. 1402; 21 (7) :558-574
سحر نورسینا1 
، قمر کیانی* 2
، قمر کیانی* 2
1- کارشناس ارشد روانشناسی عمومی، واحد زنجان، دانشگاه آزاد اسلامی، زنجان، ایران
2- استادیار گروه روانشناسی، واحد زنجان، دانشگاه آزاد اسلامی، زنجان، ایران (نویسنده مسئول) ، Kherad739@yahoo.com
2- استادیار گروه روانشناسی، واحد زنجان، دانشگاه آزاد اسلامی، زنجان، ایران (نویسنده مسئول) ، Kherad739@yahoo.com
متن کامل [PDF 663 kb]
(669 دریافت)
| چکیده (HTML) (865 مشاهده)
جدول 2 نشان داد میانگین فشار مراقبتی برابر با 05/63، شفقت به خود برابر با 23/33 و افسردگی برابر با 54/25 بود. نرمال بودن تک متغیره با شاخص‌های کجی و کشیدگی بررسی شد و چون مقادیر کجی و کشیدگی تمامی متغیرها در دامنه 2+ تا 2- به دست آمد، نرمال بودن شکل توزیع متغیرها تأیید شد. در جدول 3 همبستگی متغیرهای پژوهش در قالب ماتریس و با آزمون همبستگی پیرسون بررسی شد.
.PNG)
جدول (4): نتایج بررسی اثرات مستقیم و اثر تعدیل گری بر اساس روش مدلسازی معادلات ساختاری
متن کامل: (486 مشاهده)
مقدمه
یکـی از بیماری‌های شـایع قـرن حاضـر در کودکـان، سـرطان می‌باشد که دومــین عامـل مــرگ کودکــان در کشـورهای غیر پیشرفته محسـوب می‌شود (1). ایـن بیماری، دومین عامل مرگ کودکان زیر 14 سال در ایران می‌باشد و حـدود 4 درصـد از مرگومیر کودکـان کمتـر از 7 سـال را بـه خـود اختصـاص می‌دهـد (2). اگرچه میزان مرگومیر ناشی از سرطان کودکان از بدو تولد تا 14 سالگی از سال 1970 تا 2016 به میزان 65 درصد کاهش یافته است، اما سرطان همچنان عامل اصلی مرگومیر ناشی از بیماری در میان کودکان است (3). برای سال‌های متمادی، فرض بر این بود که سرطان تأثیر کمی بر بهزیستی مراقبان خانواده دارد، زیرا مراقبان کسانی نیستند که به سرطان مبتلا می‌شوند اما با افزایش مطالعات در خصوص تأثیر سرطان بر خانواده، آگاهی از پیامدهای منفی سرطان بر خانواده بیشتر شده است. ابتلای یکی از فرزندان به بیماری مزمن، یک وضعیت بحرانی برای کل خانواده تلقی می‌شود و سبک زندگی خانواده را دچار تغییر می‌کند (4). ازاین‌رو سینکوتا[1]، سرطان کودک را به‌عنوان یک بیماری خانوادگی توصیف می‌کند زیرا همه افراد را در سیستم خانواده تحت تأثیر قرار می‌دهد (5). ابتلای فرزند به این بیماری عواقبی جدی بر سلامت جسمی و روانی خانواده و مراقب دارد (6). مادران به‌محض شنیدن تشخیص سرطان فرزندشان دچار احساسات منفی شدیدی می‌شوند (7). درواقع درک اینکه فرزند به سرطان مبتلا شده است یکی از استرس‌زاترین رویدادهای زندگی است که والدین تجربه خواهند کرد. با تشخیص سرطان در کودک، مراقبت از کودک، به چالشی جدی برای والدین تبدیل می‌گردد به‌طوری‌که بیشتر والدین کودکان مبتلا به سرطان، سطوح بالایی از فشار مراقبتی را تجربه می‌کنند (8،9) تا جایی که در برخی موارد مراقبین حتی پریشانی روانی بیشتری نسبت به خود بیماران تجربه می‌کنند (10). مفهوم فشار یا همان بار مراقبت[2] ابتدا توسط هونیگ و همیلتون[3] (11) مطرح شد که معتقد بودند فشار را می‌توان به فشار ذهنی و عینی تقسیم کرد. فشار ذهنی در درجه اول شامل احساسات شخصی مراقبین است که در حین انجام عملکرد مراقبت ایجاد می‌شود، درحالی‌که فشار عینی به‌عنوان رویدادها یا فعالیت‌های مرتبط با تجربیات مراقبت منفی تعریف می‌شود. در جدیدترین تحلیل مفهومی که توسط لئو[4] و همکاران (12) انجام شد، فشار مراقبتی به‌عنوان" میزان فشار چندبعدی که مراقب در طول مراقبت از یکی از عزیزان یا اعضای خانواده خود در طول زمان درک می‌کند" تبیین گشت. در ایران با توجه به افزایش الگوی تک‌فرزندی در دهه‌ی اخیر (13) توجه افراطی به فرزند افزایش یافته (14) و بیماری کودک بیش‌ازپیش عواقب منفی روی والدین به دنبال دارد. از طرفی در چند سال اخیر هزینه‌های درمان سرطان به علت تحریم دارو رشد چشمگیری در ایران داشته (15) لذا والدین بیش از گذشته تحت‌فشارهای ناشی از مراقبت از کودک دچار سرطان قرار دارند. در این میان یکی از شایع‌ترین پیامدهایی که مراقبت و فشار حاصل از آن به دنبال دارد افسردگی مراقبان است (16، 17). مراقبت تمام‌وقت از کودک و مشاهده‌ی شیمی‌درمانی و عوارض آن باعث تجربه‌ی حالت افسردگی در والدین می‌گردد (18) که شیوع بـالایی در میان والدین کودکان مبتلا به سرطان دارد (19). درواقع افسردگی شدید از عمده‌ترین اثرات نامطلوب سرطان کودک برای والدین می‌باشد (20). افسردگی می‌تواند با کاهش مقاومت و تحمل شکست در والدین، کیفیت زندگی کل خانواده را تحت‌الشعاع قرار دهد (21). علائم افسردگی تجربه‌شده در طول مراقبت، سلامت عمومی مراقبین را کاهش داده و عملکرد اجتماعی آن‌ها را ضعیف‌تر می‌کند و از این طریق می‌تواند بر سلامت طولانی‌مدت آن‌ها تأثیر منفی بگذارد (22). همچنین افسردگی می‌تواند توانـایی اعضـای خـانواده را جهـت حفــظ کــارکرد خانواده و حمایت مثبت از بیمار مختل کند (23). بنابراین بررسی تأثیر فشار مراقبتی بر افسردگی از اهمیت ویژه‌ای برخوردار است. در این راستا مطالعات متعددی در حوزه‌های مختلف روانشناسی و بهداشت روانی انجام‌شده تا ارتباط بین فشار مراقبتی و افسردگی را بررسی کنند. این مطالعات نشان داده است که ارتباط بین این دو متغیر پیچیده و چندجانبه است (24-26).
پژوهش محمد محمود و همکاران، وجود همبستگی مثبت بین فشار مراقبتی و افسردگی را نشان داد (27). اونسار و همکارانش دریافتند که با افزایش فشار مراقبتی، سطح افسردگی نیز در مراقبان بیماران مبتلا به سرطان افزایش می‌یابد (28). همچنین نتایج مطالعه‌ی دیگری نشان داد نقش فشار مراقبتی در پیش‌بینی علائم افسردگی معنی‌دار است (29). از طرفی فشار مراقبتی و افسردگی بالا در والدین و مراقبین بیماران پیامدهای منفی بسیاری در کیفیت ارائه‌ی مراقبت به بیماران دارد و حتی سبب تشدید شرایط آنان می‌گردد (30)؛ در این راستا دو پژوهش نشان داده‌اند که هنگامی‌که مراقبان مضطرب بودند، این احتمال وجود داشت که بیماران نیز مضطرب باشند (31،32). بنابراین سطح استرس و پریشانی‌های عاطفی تجربه‌شده توسط مراقبان به‌طور مستقیم روی بیماران تأثیر می‌گذارد. فشار مراقبتی بالا و افسردگی والدین نه‌تنها در کنترل بیماری کودک تأثیر منفی می‌گذارد بلکه در تربیت دیگر فرزندان نیز آثار منفی بر جا دارد به‌طوری‌که والدین ممکن است از دیگر فرزندان خود غافل شوند.
همانطور که اشاره شد فشار مراقبتی، علائم افسردگی را در مراقبین بیماران به دنبال دارد که پژوهش‌های بسیاری نشان‌دهنده‌ی تأثیر مستقیم فشار مراقبتی بر افسردگی بوده‌اند (28،17،16). ازآنجاکه فشار مراقبتی و درنتیجه‌ی آن بروز علائم افسردگی در مراقبین، تأثیرات منفی قابل‌توجهی در پی دارد (21-23 و 30) لذا ارائه‌ی راهکاری برای کاهش اثرات مخرب فشار مراقبتی و پیشگیری از افسردگی حائز اهمیت است (33،34). چراکه افزایش سلامت روان و بهبود علائم روانی و رفتاری والدین و مراقبین، می‌تواند در کنترل سرطان کودک و روابط والدین با دیگر فرزندان مؤثر باشد. افزایش شفقت به خود در مراقبین می‌تواند یکی از این تدابیر باشد. به‌طور خلاصه، فرضیه‌ی این مطالعه مرتبط با چالش‌های جسمی و روانی والدین کودکان مبتلا به سرطان، که فشار مراقبتی زیادی را بر آن‌ها وارد می‌سازد می‌باشد و تلاش دارد تا نقش شفقت به خود در تسهیل مدیریت فشار مراقبتی حاصل از این چالش‌ها و پیشگیری از افسردگی والدین را بررسی کند. این فرضیه از آنجایی مطرح‌شده که والدین کودکان مبتلا به سرطان به دلیل فشارهای مراقبتی زیادی که با بیماری فرزندانشان همراه است، در معرض خطر افسردگی هستند. تحقیقات پیشین نشان داده‌اند عوامل روانی مثل شفقت به خود با کاهش آسیب‌شناسی روانی و افزایش بهزیستی روان‌شناختی همراه است (35-37). در این مطالعه، شفقت به خود به‌عنوان یکی از این عوامل در نظر گرفته شده است. مطالعات نشان داده‌اند شفقت به خود با سطوح پایین‌تری از افسردگی همراه است (38،39) به‌طوری‌که در مطالعه‌ای شفقت به خود توانست به نحو چشمگیری تغییرات نمرات افسردگی را پیش‌بینی کند (40). تحقیقات همچنین نشان داده‌اند که شفقت به خود نقش مثبتی در کاهش افسردگی در مراقبان دارد (42،41) و می‌تواند به‌عنوان یک عامل محافظتی در برابر آسیب‌های روانی من‌جمله فشار مراقبتی و افسردگی عمل کند (44،43). به‌علاوه، مطالعات تجربی نشان داده‌اند که افزایش شفقت به خود به‌عنوان بخشی از مداخلات روان‌درمانی ممکن است به کاهش افسردگی در افراد کمک کند (45-47). با توجه به این موارد، فرضیه‌ی ما در این تحقیق این است که شفقت به خود ممکن است نقش تعدیل‌کننده‌ای را در رابطه بین فشار مراقبتی و افسردگی والدین کودکان مبتلا به سرطان ایفا کند. به‌عبارت‌دیگر، والدینی که شفقت به خود بیشتری را تجربه می‌کنند، ممکن است توانایی بیشتری داشته باشند تا با فشار مراقبتی مواجه شوند و از افسردگی جلوگیری کنند. در این مطالعه به نقش شفقت به خود به‌عنوان یک عامل محافظ در رابطه‌ی بین فشار مراقبتی و افسردگی پرداخته شده است. مفهوم شفقت به خود[5] ابتدا توسط نف[6] (2003) برای توصیف یک وضعیت روانی که در آن افراد از رنج شخصی خودآگاه هستند و آن را می‌پذیرند و همان مهربانی و توجهی را نسبت به خود نشان می‌دهند که به دیگران ابراز می‌کنند مطرح شد (48). شفقت به خود می‌تواند هوش عاطفی، تاب‌آوری کلی، شفقت نسبت به دیگران و دیدگاه گیری را در متخصصان مراقبت‌های بهداشتی ارتقا دهد (49-51). علاوه بر این مطالعات، مفهوم شفقت به خود در ارتباط با فشار مراقبت در مراقبین بیماران، موردبررسی قرار گرفته است به‌عنوان‌مثال مطالعه‌ای روی پرستاران که مراقبین حرفه‌ای بیماران می‌باشند نشان داد که پرستارانی که شفقت به خود بالاتری دارند در برابر فرسودگی ناشی از مراقبت مقاوم‌تر هستند (52). همین نتیجه در مورد مراقبین غیررسمی بیماران نیز به دست آمده است. برای نمونه مطالعه‌ای که بر روی مراقبان بیماران زوال عقل انجام شد نشان داد که شفقت به خود رابطه منفی با فشار مراقبت دارد (53). همچنین هسیه[7] و همکاران (54)، در مطالعه‌ی خود که بر مراقبان خانوادگی بیماران مبتلا به سرطان ریه انجام گرفت نشان دادند که شفقت به خود می‌تواند به‌عنوان عامل محافظتی برای مراقبین در نظر گرفته شود تا فشار مراقبتی و افسردگی را کاهش دهد. بدین ترتیب با مشاهده ارتباط منفی بین مفهوم شفقت به خود با فشار ناشی از مراقبت و افسردگی در مراقبین بیماران، مداخلات مبتنی بر شفقت به خود در مراقبین بیماران، شکل گرفت که نتایج آن‌ها، نشان‌دهنده تأثیر مثبت این مداخلات در کاهش علائم افسردگی بوده است (55). در این حوزه، مطالعاتی به‌طور خاص بر مراقبین بیماران دچار سرطان نیز انجام گرفته است. یکی از این مطالعات نشان داده است که شفقت به خود با کاهش تأثیر فشار مراقبتی بر افسردگی همراه است (56).
باوجود اهمیت سازه‌ی شفقت به خود در کاهش افسردگی ناشی از فشار مراقبتی، در کشور ایران تاکنون مطالعه‌ای صورت نگرفته است. حال‌آنکه سطح شفقت به خود ممکن است مبتنی بر بافت و زمینه باشد و در فرهنگ‌های مختلف متفاوت باشد (57). همچنین توجه به این نکته ضروری است که ریشه‌های فرهنگی یا هنجارهای اجتماعی مراقبان ممکن است اعتقادات آن‌ها را در مورد مراقبت و فشاری که بر دوش دارند را تعیین کند (17 و 58). به‌طوری‌که پژوهش‌ها نشان داده‌اند بسیاری از آسیایی‌ها مراقبت از اعضای خانواده را وظیفه‌ی اخلاقی خود می‌دانند و به همین دلیل کمتر اعضای خانواده را به مراکز مراقبت و پرستاری می‌سپارند (59). بنابراین ممکن است فشار مراقبت بیشتری را احساس کنند. همچنین مطالعات دیگری نیز نشان داده‌اند که بیماران آسیایی در مقایسه با همتایان غربی یا جمعیت عمومی، علائم شدیدتری از استرس عاطفی و نیازهای برآورده نشده را تجربه می‌کنند (60) که این ممکن است فشار مراقبتی بیشتری به را مراقبان آن‌ها وارد آورد. از سوی دیگر مراقبان بیماران سرطانی در کشورهای آسیایی ازجمله ایران، نسبت به همتایان خود در اروپا یا آمریکا دارای کیفیت زندگی ضعیف هستند (59) و ازآنجاکه کیفیت زندگی به‌طور قابل‌توجهی پیش‌بینی کننده‌ی نمرات افسردگی می‌باشد (61)، می‌تواند در ابتلای بیشتر آنان به افسردگی در اثر مراقبت، نقش داشته باشد. با توجه به ادراک بیشتر فشار مراقبتی در بین مراقبین بیماران در کشورهای آسیایی ازجمله ایران، پژوهش در این حیطه از اهمیت بالایی برخوردار است.
علاوه بر این، جامعه‌ی مورد مطالعه در معدود پژوهش‌های انجام گرفته در کشورهای مختلف به‌طور کلی شامل مراقبین بیماران سرطانی بوده است و هیچ پژوهشی به‌طور خاص روی والدین کودکان مبتلا به سرطان وجود ندارد درحالی که افسردگی آن‌ها می‌تواند بهزیستی خانواده را تضعیف کند، به‌طور مستقیم سلامت روانی دیگر فرزندان خانواده را تحت تأثیر قرار دهد و آسیب‌های بسیاری بر جامعه وارد آورد. در پی آنچه گفته شد و با توجه به این که در زمینه‌ی نقش شفقت به خود در کاهش اثر فشار مراقبتی بر افسردگی تحقیقات بسیار اندکی انجام گرفته و همچنین با در نظر گرفتن نقش محوری والدین در مراقبت از کودکان دچار سرطان این پژوهش درپی پاسخگویی به این سؤال است که آیا شفقت به خود می‌تواند نقش تعدیل‌کننده در رابطه‌ی بین فشار مراقبتی و افسردگی در والدین کودکان مبتلا به سرطان داشته باشد؟
مواد و روش کار
طرح پژوهش حاضر توصیفی-همبستگی با کاربرد مدل معادلات ساختاری می‌باشد.
در این پژوهش، فشار مراقبتی به‌عنوان متغیر مستقل، افسردگی به‌عنوان متغیر وابسته و شفقت به خود به‌عنوان متغیر تعدیل‌کننده در نظر گرفته شده است. جامعه‌ی آماری این پژوهش، شامل تمامی والدین کودکان مبتلا به سرطان زیر 18 سال مراجعه‌کننده به بیمارستان‌های محک، مفید، میلاد و بهرامی در سال 1401 برای درمان فرزندشان بوده است که بر طبق فرمول کوکران برای جوامع نامحدود، تعداد 384 نفر از آنان به‌عنوان نمونه انتخاب شدند.
فرمول کوکران برای محاسبه حجم نمونه زمانی که حجم جامعه نامحدود باشد:
در این محاسبات z2 در سطح خطای 5%=α محاسبه شده و برابر 96/1 است.
مقدار خطای d به‌صورت پیش فرض 05/0 در نظر گرفته می‌شود.
در بدترین حالت مقدار p و q برابر 5/0 خواهد بود. در این صورت حجم نمونه ۳۸۴ به دست خواهد آمد.
اجرای این پژوهش از اواسط مهر ماه سال 1401 آغاز شد. گردآوری داده‌ها در این پژوهش به روش میدانی انجام گرفت؛ به این صورت که پس از اخذ کد اخلاق از کار گروه اخلاق در پژوهش دانشگاه آزاد واحد زنجان به شناسه‌ی IR.IAU.Z.REC.1401.062 به شکل حضوری به بیمارستان اختصاصی سرطان کودکان محک و بیمارستان‌های مفید، میلاد و بهرامی شهر تهران مراجعه شد که ضمن آشنایی با محیط پژوهش اطلاعات مورد نیاز کسب گردید. در مرحله بعد با مراجعه مجدد، نسبت به توضیع پرسشنامه‌ها در بین والدین اقدام گشت. با روش نمونه‌گیری در دسترس، از والدین کودکان دچار سرطان زیر 18 سال که به همراه فرزندشان به این بیمارستان‌ها مراجعه کرده بودند خواسته شد که در صورت تمایل با پر کردن پرسشنامه در این پژوهش همکاری کنند. ملاک‌هایی جهت ورود آزمودنی‌ها به نمونه و خروج افراد از مطالعه در نظر گرفته شد. ملاک‌های ورود به این پژوهش عبارت بود از: الف) والدین کودکانی که سن فرزند مبتلا به سرطانشان کمتر از 18 سال باشد. ب) والدینی که رضایت کامل خود را جهت پاسخ به پرسشنامه‌ها اعلام کنند. ج) داشتن حداقل سن 20 سال و حداکثر سن 60 سال. د) داشتن حداقل تحصیلات دیپلم. ه) عدم ابتلای والد، به‌عنوان آزمودنی، به بیماری جسمی شدید و اختلال روانی مزمن بر اساس خود گزارش دهی آزمودنی. و) داشتن زندگی مشترک و عدم طلاق والدین به‌طوری‌که مسئولیت فرزند مبتلا به سرطان بر عهده‌ی هر دوی والدین باشد. ز) نداشتن فرزند دیگر مبتلا به بیماری خاص جسمی. همچنین پر کردن پرسشنامه‌ها به‌طور ناقص به‌عنوان معیار خروج در نظر گرفته شد. ملاک‌های ورود قبل از ارائه‌ی پرسشنامه‌ها به شکل شفاهی از آزمودنی‌هایی که تمایل به همکاری داشتند پرسیده شد و در نهایت به والدینی که تمامی معیارهای ورود به پژوهش را داشتند توضیحات لازم متناسب با اهداف تحقیق اراِئه شد و پرسشنامه‌های تحقیق در اختیارشان قرار داده شد و با دادن زمان مناسب از آنان خواسته شد تا با دقت به سؤالات پاسخ دهند.
پرسشنامه‌ها که هر یک شامل پرسشنامه‌های افسردگی، فشار مراقبتی و شفقت به خود بود در بین 390 نفر از والدین توزیع شد. با توجه به احتمال ریزش، پرسشنامه‌ها در تعداد بیشتری نسبت به حجم نمونه (384) بین والدین توزیع شد. پس از جمع‌آوری پرسشنامه‌ها، پرسشنامه‌های ناقص و مخدوش حذف و همچنین داده‌های پرت کنار گذاشته شدند که در نهایت حجم نمونه‌ی آماری نهایی 376 نفر تعیین گردید و داده‌های حاصل از این 376 پرسشنامه تجزیه و تحلیل شد. در سطح توصیفی از فراوانی و درصد فراوانی، میانگین و انحراف معیار جهت توصیف متغیرهای جمعیت شناختی و اصلی استفاده شد و در سطح استنباطی روابط بین متغیرها با آزمون همبستگی پیرسون و مدل پژوهش با استفاده از تکنیک مدلسازی معادلات ساختاری به روش حداقل مجذورات جزئی (PLS) ارزیابی شد. تجزیه و تحلیل داده‌ها با نرم‌افزارهای SPSS نسخه 27 و Smart PLS نسخه 3 انجام شد. حداکثر سطح خطای آلفای برای آزمون فرضیه‌ها، مقدار 05/0 در نظر گرفته شد (05/0>p).
ابزارهای این پژوهش شامل موارد زیر است:
پرسشنامه‌ی فشار مراقبتی[8] CBI:
پرسشنامه استاندارد فشار مراقبتی CBI دارای ۲۴ عبارت می‌باشد. این پرسشنامه در سال ۱۹۸۹ توسط نواک و گست[9] (62) برای اندازه‌گیری فشار مراقبتی عینی و ذهنی ساخته شده است که دارای 5 مولفه‌ی فشار مراقبتی وابسته به زمان، فشار مراقبتی تکاملی، فشار مراقبتی جسمی، فشار مراقبتی اجتماعی و فشار مراقبتی عاطفی می‌باشد و نمره گذاری آن بر اساس مقیاس پنج گزینه‌ای لیکرت کاملاً مخالفم (1) تا کاملاً موافقم (5) تنظیم شده است که هر یک از این گزینه‌ها از 0 تا 4 امتیازدارند. بالاترین نمره‌ای که فرد در این پرسشنامه می‌تواند اخذ نماید 96 و پایین‌ترین نمره 0 می‌باشد. بر طبق نظر سازندگان این آزمون نمره 36 و بالاتر، نشان‌دهنده فشار مراقبتی بالا در فرد می‌باشد (62). در مطالعه نواک و همکاران، روایی و پایایی پرسشنامه بار مراقبتی در مراقبین اندازه‌گیری شده است. آلفای کرونباخ برای زیر مقیاس ۱ و ۲ برابر با ۸۵/0 و ۸۷/0 و برای زیر مقیاس ۳ و ۴ و ۵ برابر با ۸۶/0 و ۷۳/0 و ۷۷/0 برآورد شد (62). در پژوهش شفیع‌زاده و همکاران میزان کل همبستگی درونی (آلفای کرونباخ) برای زیر مقیاس‌های نسخه فارسی پرسشنامه ۹۳/0 بود. یافته‌های این پژوهش نشان‌دهنده‌ی روایی صوری، سازه، همسانی درونی و ثبات ابزار بود (63).
ضریب آلفای کرونباخ این پرسشنامه در ایـران در پژوهش عباسی و همکاران (64)، برابر با 90/0 و در پژوهش سلمانی و همکاران (65)، برابر با 92/0 به دست آمد.
پرسشنامه افسردگی بک فرم کوتاه[10](BDI-II):
پرسشنامه افسردگی (BDI-II) در سال 1972 توسط بک[11] (66)، برای سنجش نشانه‌های افسردگی مانند افسردگی عاطفی، شناختی، انگیزشی و فیزیولوژیکی طراحی و تدوین شده است که یک فرم کوتاه 13 سؤالی به‌صورت خود گزارشی است. این پرسشنامه شامل دو مؤلفه‌ی عاطفه منفی نسبت به خود (سؤالات 1، 2، 3، 4، 5، 6، 7 و 10) و بی لذتی (سؤالات، 7، 8، 9، 11، 12، 13) می‌باشد (سؤال هفت در هر دو مؤلفه محاسبه می‌شود) که در آن چندین گروه سؤال وجود دارد و هر سؤال بیان کننده‌ی حالتی در فرد است. این پرسشنامه شامل یک مقیاس چهار گویه ای است که دامنه‌ی نمره آن از صفر تا 3 است. برای محاسبه‌ی نتایج، نمراتی که آزمودنی با کشیدن دایره مشخص کرده است باید با یکدیگر جمع شوند. چنانچه مراجع یا بیماری در یک یا چند مقوله بیش از یک سؤال را با دایره مشخص کرده باشد، فقط یک سؤال از آن مقوله و آن هم سؤالی را که بالاترین نمره را دارد، به حساب می‌آید. ازآنجا که در هر مقوله، بالاترین نمره 3 است، بنابراین حداکثر نمره مقیاس 39 خواهد بود. نمره‌ی 4 و کمتر، هیچ یا کمترین حد افسردگی، نمرات بین 5-7 افسردگی خفیف، نمرات بین 8-15 افسردگی متوسط و نمرات بین 16-39 افسردگی شدید را شامل می‌گردد. در خصوص روایی، در پژوهش رجبی (67)، روایی محتوایی و صوری و ملاکی این پرسشنامه مناسب ارزیابی شده است. در خصوص پایایی، ضریب آلفای کرونباخ محاسبه شده در پژوهش رجبی (67)، برای این پرسشنامه بالای 7/0 برآورد شد.
پرسشنامه‌ی شفقت به خود فرم کوتاه[12] (ریس[13] و همکاران، 2011):
پرسشنامه شفقت به خود در سال 2011 توسط ریس و همکاران (68)، برای اندازه گیری سه مؤلفه مهربانی به خود در برابر قضاوت کردن خود، اشتراک انسانی در برابر انزوا و ذهن آگاهی در برابر همانندسازی افراطی طراحی و تدوین‌شده است. این پرسشنامه دارای 12 سؤال و 6 مؤلفه می‌باشد و بر اساس طیف پنج گزینه‌ای لیکرت با سؤالاتی مانند (وقتی در انجام کاری که برایم مهم است شکست می‌خورم، احساس‌های بی‌کفایتی مرا تحلیل می‌برد) به سنجش شفقت خود می‌پردازد. مؤلفه‌های این پرسشنامه شامل مهربانی به خود، قضاوت کردن خود، تجارب مشترک انسانی، انزوا، ذهن آگاهی، همانندسازی افراطی می‌باشد. در این پرسشنامه ماده‌ها در یک مقیاس لیکرت ۵ رتبه‌ای، از تقریباً هرگز= ۱ تا تقریباً همیشه= ۵ تنظیم‌شده که نمره بالاتر سطح بالاتر شفقت خود را نشان می‌دهد. ضمناً ماده‌های ۱، ۴، ۸، ۹، ۱۱ و ۱۲ به‌صورت معکوس نمره گذاری می‌شوند. این پرسشنامه دارای 6 بعد بوده که برای به دست آوردن امتیاز مربوط به هر بعد مجموع امتیازات مربوط به تک‌تک سؤالات آن بعد را باهم محاسبه نمایید. امتیازات بالاتر در هر بعد نشان‌دهنده تأثیرگذاری بیشتر آن بر انگیزش شغلی می‌باشد و برعکس. در خصوص روایی، در پژوهش شهبازی و همکاران (69)، روایی محتوایی و صوری و ملاکی این پرسشنامه مناسب ارزیابی شده است. در خصوص پایایی، ضریب آلفای کرونباخ محاسبه شده در پژوهش شهبازی و همکاران (69)، برای این پرسشنامه بالای 7/0 برآورد شد.
یافته‌ها
در این پژوهش رابطه متغیرها با آزمون همبستگی پیرسون سنجیده شد و از روش آماری مدل سازی معادلات ساختاری به روش حداقل مجذورات جزئی (PLS) برای آزمون مدل مفهومی استفاده شد. تجزیه و تحلیل داده‌ها با نرم‌افزارهای SPSS نسخه 27 و Smart PLS نسخه 3 انجام شد. دلیل استفاده از رویکرد حداقل مجذورات جزئی در درجه اول وجود متغیر تعدیل گر در مدل بود که این نرم‌افزار قابلیت تحلیل آن را دارد، و در درجه دوم عدم برقرار بودن مفروضه نرمال بودن چند متغیره بود. نرمال بودن چند متغیره که پیش فرض آزمون مدلسازی معادلات ساختاری است با ضریب مردیا بررسی شد که ضریب به دست آمده برابر با 59/6 به دست آمد که بر اساس معیار 5 برای ضریب مردیا (70) می‌توان نتیجه گرفت مفروضه نرمال بودن چند متغیره تأیید نشد. در جدول 1 توصیف متغیرهای جمعیت شناختی آمده است.
یکـی از بیماری‌های شـایع قـرن حاضـر در کودکـان، سـرطان می‌باشد که دومــین عامـل مــرگ کودکــان در کشـورهای غیر پیشرفته محسـوب می‌شود (1). ایـن بیماری، دومین عامل مرگ کودکان زیر 14 سال در ایران می‌باشد و حـدود 4 درصـد از مرگومیر کودکـان کمتـر از 7 سـال را بـه خـود اختصـاص می‌دهـد (2). اگرچه میزان مرگومیر ناشی از سرطان کودکان از بدو تولد تا 14 سالگی از سال 1970 تا 2016 به میزان 65 درصد کاهش یافته است، اما سرطان همچنان عامل اصلی مرگومیر ناشی از بیماری در میان کودکان است (3). برای سال‌های متمادی، فرض بر این بود که سرطان تأثیر کمی بر بهزیستی مراقبان خانواده دارد، زیرا مراقبان کسانی نیستند که به سرطان مبتلا می‌شوند اما با افزایش مطالعات در خصوص تأثیر سرطان بر خانواده، آگاهی از پیامدهای منفی سرطان بر خانواده بیشتر شده است. ابتلای یکی از فرزندان به بیماری مزمن، یک وضعیت بحرانی برای کل خانواده تلقی می‌شود و سبک زندگی خانواده را دچار تغییر می‌کند (4). ازاین‌رو سینکوتا[1]، سرطان کودک را به‌عنوان یک بیماری خانوادگی توصیف می‌کند زیرا همه افراد را در سیستم خانواده تحت تأثیر قرار می‌دهد (5). ابتلای فرزند به این بیماری عواقبی جدی بر سلامت جسمی و روانی خانواده و مراقب دارد (6). مادران به‌محض شنیدن تشخیص سرطان فرزندشان دچار احساسات منفی شدیدی می‌شوند (7). درواقع درک اینکه فرزند به سرطان مبتلا شده است یکی از استرس‌زاترین رویدادهای زندگی است که والدین تجربه خواهند کرد. با تشخیص سرطان در کودک، مراقبت از کودک، به چالشی جدی برای والدین تبدیل می‌گردد به‌طوری‌که بیشتر والدین کودکان مبتلا به سرطان، سطوح بالایی از فشار مراقبتی را تجربه می‌کنند (8،9) تا جایی که در برخی موارد مراقبین حتی پریشانی روانی بیشتری نسبت به خود بیماران تجربه می‌کنند (10). مفهوم فشار یا همان بار مراقبت[2] ابتدا توسط هونیگ و همیلتون[3] (11) مطرح شد که معتقد بودند فشار را می‌توان به فشار ذهنی و عینی تقسیم کرد. فشار ذهنی در درجه اول شامل احساسات شخصی مراقبین است که در حین انجام عملکرد مراقبت ایجاد می‌شود، درحالی‌که فشار عینی به‌عنوان رویدادها یا فعالیت‌های مرتبط با تجربیات مراقبت منفی تعریف می‌شود. در جدیدترین تحلیل مفهومی که توسط لئو[4] و همکاران (12) انجام شد، فشار مراقبتی به‌عنوان" میزان فشار چندبعدی که مراقب در طول مراقبت از یکی از عزیزان یا اعضای خانواده خود در طول زمان درک می‌کند" تبیین گشت. در ایران با توجه به افزایش الگوی تک‌فرزندی در دهه‌ی اخیر (13) توجه افراطی به فرزند افزایش یافته (14) و بیماری کودک بیش‌ازپیش عواقب منفی روی والدین به دنبال دارد. از طرفی در چند سال اخیر هزینه‌های درمان سرطان به علت تحریم دارو رشد چشمگیری در ایران داشته (15) لذا والدین بیش از گذشته تحت‌فشارهای ناشی از مراقبت از کودک دچار سرطان قرار دارند. در این میان یکی از شایع‌ترین پیامدهایی که مراقبت و فشار حاصل از آن به دنبال دارد افسردگی مراقبان است (16، 17). مراقبت تمام‌وقت از کودک و مشاهده‌ی شیمی‌درمانی و عوارض آن باعث تجربه‌ی حالت افسردگی در والدین می‌گردد (18) که شیوع بـالایی در میان والدین کودکان مبتلا به سرطان دارد (19). درواقع افسردگی شدید از عمده‌ترین اثرات نامطلوب سرطان کودک برای والدین می‌باشد (20). افسردگی می‌تواند با کاهش مقاومت و تحمل شکست در والدین، کیفیت زندگی کل خانواده را تحت‌الشعاع قرار دهد (21). علائم افسردگی تجربه‌شده در طول مراقبت، سلامت عمومی مراقبین را کاهش داده و عملکرد اجتماعی آن‌ها را ضعیف‌تر می‌کند و از این طریق می‌تواند بر سلامت طولانی‌مدت آن‌ها تأثیر منفی بگذارد (22). همچنین افسردگی می‌تواند توانـایی اعضـای خـانواده را جهـت حفــظ کــارکرد خانواده و حمایت مثبت از بیمار مختل کند (23). بنابراین بررسی تأثیر فشار مراقبتی بر افسردگی از اهمیت ویژه‌ای برخوردار است. در این راستا مطالعات متعددی در حوزه‌های مختلف روانشناسی و بهداشت روانی انجام‌شده تا ارتباط بین فشار مراقبتی و افسردگی را بررسی کنند. این مطالعات نشان داده است که ارتباط بین این دو متغیر پیچیده و چندجانبه است (24-26).
پژوهش محمد محمود و همکاران، وجود همبستگی مثبت بین فشار مراقبتی و افسردگی را نشان داد (27). اونسار و همکارانش دریافتند که با افزایش فشار مراقبتی، سطح افسردگی نیز در مراقبان بیماران مبتلا به سرطان افزایش می‌یابد (28). همچنین نتایج مطالعه‌ی دیگری نشان داد نقش فشار مراقبتی در پیش‌بینی علائم افسردگی معنی‌دار است (29). از طرفی فشار مراقبتی و افسردگی بالا در والدین و مراقبین بیماران پیامدهای منفی بسیاری در کیفیت ارائه‌ی مراقبت به بیماران دارد و حتی سبب تشدید شرایط آنان می‌گردد (30)؛ در این راستا دو پژوهش نشان داده‌اند که هنگامی‌که مراقبان مضطرب بودند، این احتمال وجود داشت که بیماران نیز مضطرب باشند (31،32). بنابراین سطح استرس و پریشانی‌های عاطفی تجربه‌شده توسط مراقبان به‌طور مستقیم روی بیماران تأثیر می‌گذارد. فشار مراقبتی بالا و افسردگی والدین نه‌تنها در کنترل بیماری کودک تأثیر منفی می‌گذارد بلکه در تربیت دیگر فرزندان نیز آثار منفی بر جا دارد به‌طوری‌که والدین ممکن است از دیگر فرزندان خود غافل شوند.
همانطور که اشاره شد فشار مراقبتی، علائم افسردگی را در مراقبین بیماران به دنبال دارد که پژوهش‌های بسیاری نشان‌دهنده‌ی تأثیر مستقیم فشار مراقبتی بر افسردگی بوده‌اند (28،17،16). ازآنجاکه فشار مراقبتی و درنتیجه‌ی آن بروز علائم افسردگی در مراقبین، تأثیرات منفی قابل‌توجهی در پی دارد (21-23 و 30) لذا ارائه‌ی راهکاری برای کاهش اثرات مخرب فشار مراقبتی و پیشگیری از افسردگی حائز اهمیت است (33،34). چراکه افزایش سلامت روان و بهبود علائم روانی و رفتاری والدین و مراقبین، می‌تواند در کنترل سرطان کودک و روابط والدین با دیگر فرزندان مؤثر باشد. افزایش شفقت به خود در مراقبین می‌تواند یکی از این تدابیر باشد. به‌طور خلاصه، فرضیه‌ی این مطالعه مرتبط با چالش‌های جسمی و روانی والدین کودکان مبتلا به سرطان، که فشار مراقبتی زیادی را بر آن‌ها وارد می‌سازد می‌باشد و تلاش دارد تا نقش شفقت به خود در تسهیل مدیریت فشار مراقبتی حاصل از این چالش‌ها و پیشگیری از افسردگی والدین را بررسی کند. این فرضیه از آنجایی مطرح‌شده که والدین کودکان مبتلا به سرطان به دلیل فشارهای مراقبتی زیادی که با بیماری فرزندانشان همراه است، در معرض خطر افسردگی هستند. تحقیقات پیشین نشان داده‌اند عوامل روانی مثل شفقت به خود با کاهش آسیب‌شناسی روانی و افزایش بهزیستی روان‌شناختی همراه است (35-37). در این مطالعه، شفقت به خود به‌عنوان یکی از این عوامل در نظر گرفته شده است. مطالعات نشان داده‌اند شفقت به خود با سطوح پایین‌تری از افسردگی همراه است (38،39) به‌طوری‌که در مطالعه‌ای شفقت به خود توانست به نحو چشمگیری تغییرات نمرات افسردگی را پیش‌بینی کند (40). تحقیقات همچنین نشان داده‌اند که شفقت به خود نقش مثبتی در کاهش افسردگی در مراقبان دارد (42،41) و می‌تواند به‌عنوان یک عامل محافظتی در برابر آسیب‌های روانی من‌جمله فشار مراقبتی و افسردگی عمل کند (44،43). به‌علاوه، مطالعات تجربی نشان داده‌اند که افزایش شفقت به خود به‌عنوان بخشی از مداخلات روان‌درمانی ممکن است به کاهش افسردگی در افراد کمک کند (45-47). با توجه به این موارد، فرضیه‌ی ما در این تحقیق این است که شفقت به خود ممکن است نقش تعدیل‌کننده‌ای را در رابطه بین فشار مراقبتی و افسردگی والدین کودکان مبتلا به سرطان ایفا کند. به‌عبارت‌دیگر، والدینی که شفقت به خود بیشتری را تجربه می‌کنند، ممکن است توانایی بیشتری داشته باشند تا با فشار مراقبتی مواجه شوند و از افسردگی جلوگیری کنند. در این مطالعه به نقش شفقت به خود به‌عنوان یک عامل محافظ در رابطه‌ی بین فشار مراقبتی و افسردگی پرداخته شده است. مفهوم شفقت به خود[5] ابتدا توسط نف[6] (2003) برای توصیف یک وضعیت روانی که در آن افراد از رنج شخصی خودآگاه هستند و آن را می‌پذیرند و همان مهربانی و توجهی را نسبت به خود نشان می‌دهند که به دیگران ابراز می‌کنند مطرح شد (48). شفقت به خود می‌تواند هوش عاطفی، تاب‌آوری کلی، شفقت نسبت به دیگران و دیدگاه گیری را در متخصصان مراقبت‌های بهداشتی ارتقا دهد (49-51). علاوه بر این مطالعات، مفهوم شفقت به خود در ارتباط با فشار مراقبت در مراقبین بیماران، موردبررسی قرار گرفته است به‌عنوان‌مثال مطالعه‌ای روی پرستاران که مراقبین حرفه‌ای بیماران می‌باشند نشان داد که پرستارانی که شفقت به خود بالاتری دارند در برابر فرسودگی ناشی از مراقبت مقاوم‌تر هستند (52). همین نتیجه در مورد مراقبین غیررسمی بیماران نیز به دست آمده است. برای نمونه مطالعه‌ای که بر روی مراقبان بیماران زوال عقل انجام شد نشان داد که شفقت به خود رابطه منفی با فشار مراقبت دارد (53). همچنین هسیه[7] و همکاران (54)، در مطالعه‌ی خود که بر مراقبان خانوادگی بیماران مبتلا به سرطان ریه انجام گرفت نشان دادند که شفقت به خود می‌تواند به‌عنوان عامل محافظتی برای مراقبین در نظر گرفته شود تا فشار مراقبتی و افسردگی را کاهش دهد. بدین ترتیب با مشاهده ارتباط منفی بین مفهوم شفقت به خود با فشار ناشی از مراقبت و افسردگی در مراقبین بیماران، مداخلات مبتنی بر شفقت به خود در مراقبین بیماران، شکل گرفت که نتایج آن‌ها، نشان‌دهنده تأثیر مثبت این مداخلات در کاهش علائم افسردگی بوده است (55). در این حوزه، مطالعاتی به‌طور خاص بر مراقبین بیماران دچار سرطان نیز انجام گرفته است. یکی از این مطالعات نشان داده است که شفقت به خود با کاهش تأثیر فشار مراقبتی بر افسردگی همراه است (56).
باوجود اهمیت سازه‌ی شفقت به خود در کاهش افسردگی ناشی از فشار مراقبتی، در کشور ایران تاکنون مطالعه‌ای صورت نگرفته است. حال‌آنکه سطح شفقت به خود ممکن است مبتنی بر بافت و زمینه باشد و در فرهنگ‌های مختلف متفاوت باشد (57). همچنین توجه به این نکته ضروری است که ریشه‌های فرهنگی یا هنجارهای اجتماعی مراقبان ممکن است اعتقادات آن‌ها را در مورد مراقبت و فشاری که بر دوش دارند را تعیین کند (17 و 58). به‌طوری‌که پژوهش‌ها نشان داده‌اند بسیاری از آسیایی‌ها مراقبت از اعضای خانواده را وظیفه‌ی اخلاقی خود می‌دانند و به همین دلیل کمتر اعضای خانواده را به مراکز مراقبت و پرستاری می‌سپارند (59). بنابراین ممکن است فشار مراقبت بیشتری را احساس کنند. همچنین مطالعات دیگری نیز نشان داده‌اند که بیماران آسیایی در مقایسه با همتایان غربی یا جمعیت عمومی، علائم شدیدتری از استرس عاطفی و نیازهای برآورده نشده را تجربه می‌کنند (60) که این ممکن است فشار مراقبتی بیشتری به را مراقبان آن‌ها وارد آورد. از سوی دیگر مراقبان بیماران سرطانی در کشورهای آسیایی ازجمله ایران، نسبت به همتایان خود در اروپا یا آمریکا دارای کیفیت زندگی ضعیف هستند (59) و ازآنجاکه کیفیت زندگی به‌طور قابل‌توجهی پیش‌بینی کننده‌ی نمرات افسردگی می‌باشد (61)، می‌تواند در ابتلای بیشتر آنان به افسردگی در اثر مراقبت، نقش داشته باشد. با توجه به ادراک بیشتر فشار مراقبتی در بین مراقبین بیماران در کشورهای آسیایی ازجمله ایران، پژوهش در این حیطه از اهمیت بالایی برخوردار است.
علاوه بر این، جامعه‌ی مورد مطالعه در معدود پژوهش‌های انجام گرفته در کشورهای مختلف به‌طور کلی شامل مراقبین بیماران سرطانی بوده است و هیچ پژوهشی به‌طور خاص روی والدین کودکان مبتلا به سرطان وجود ندارد درحالی که افسردگی آن‌ها می‌تواند بهزیستی خانواده را تضعیف کند، به‌طور مستقیم سلامت روانی دیگر فرزندان خانواده را تحت تأثیر قرار دهد و آسیب‌های بسیاری بر جامعه وارد آورد. در پی آنچه گفته شد و با توجه به این که در زمینه‌ی نقش شفقت به خود در کاهش اثر فشار مراقبتی بر افسردگی تحقیقات بسیار اندکی انجام گرفته و همچنین با در نظر گرفتن نقش محوری والدین در مراقبت از کودکان دچار سرطان این پژوهش درپی پاسخگویی به این سؤال است که آیا شفقت به خود می‌تواند نقش تعدیل‌کننده در رابطه‌ی بین فشار مراقبتی و افسردگی در والدین کودکان مبتلا به سرطان داشته باشد؟
مواد و روش کار
طرح پژوهش حاضر توصیفی-همبستگی با کاربرد مدل معادلات ساختاری می‌باشد.
در این پژوهش، فشار مراقبتی به‌عنوان متغیر مستقل، افسردگی به‌عنوان متغیر وابسته و شفقت به خود به‌عنوان متغیر تعدیل‌کننده در نظر گرفته شده است. جامعه‌ی آماری این پژوهش، شامل تمامی والدین کودکان مبتلا به سرطان زیر 18 سال مراجعه‌کننده به بیمارستان‌های محک، مفید، میلاد و بهرامی در سال 1401 برای درمان فرزندشان بوده است که بر طبق فرمول کوکران برای جوامع نامحدود، تعداد 384 نفر از آنان به‌عنوان نمونه انتخاب شدند.
فرمول کوکران برای محاسبه حجم نمونه زمانی که حجم جامعه نامحدود باشد:
در این محاسبات z2 در سطح خطای 5%=α محاسبه شده و برابر 96/1 است.
مقدار خطای d به‌صورت پیش فرض 05/0 در نظر گرفته می‌شود.
در بدترین حالت مقدار p و q برابر 5/0 خواهد بود. در این صورت حجم نمونه ۳۸۴ به دست خواهد آمد.
اجرای این پژوهش از اواسط مهر ماه سال 1401 آغاز شد. گردآوری داده‌ها در این پژوهش به روش میدانی انجام گرفت؛ به این صورت که پس از اخذ کد اخلاق از کار گروه اخلاق در پژوهش دانشگاه آزاد واحد زنجان به شناسه‌ی IR.IAU.Z.REC.1401.062 به شکل حضوری به بیمارستان اختصاصی سرطان کودکان محک و بیمارستان‌های مفید، میلاد و بهرامی شهر تهران مراجعه شد که ضمن آشنایی با محیط پژوهش اطلاعات مورد نیاز کسب گردید. در مرحله بعد با مراجعه مجدد، نسبت به توضیع پرسشنامه‌ها در بین والدین اقدام گشت. با روش نمونه‌گیری در دسترس، از والدین کودکان دچار سرطان زیر 18 سال که به همراه فرزندشان به این بیمارستان‌ها مراجعه کرده بودند خواسته شد که در صورت تمایل با پر کردن پرسشنامه در این پژوهش همکاری کنند. ملاک‌هایی جهت ورود آزمودنی‌ها به نمونه و خروج افراد از مطالعه در نظر گرفته شد. ملاک‌های ورود به این پژوهش عبارت بود از: الف) والدین کودکانی که سن فرزند مبتلا به سرطانشان کمتر از 18 سال باشد. ب) والدینی که رضایت کامل خود را جهت پاسخ به پرسشنامه‌ها اعلام کنند. ج) داشتن حداقل سن 20 سال و حداکثر سن 60 سال. د) داشتن حداقل تحصیلات دیپلم. ه) عدم ابتلای والد، به‌عنوان آزمودنی، به بیماری جسمی شدید و اختلال روانی مزمن بر اساس خود گزارش دهی آزمودنی. و) داشتن زندگی مشترک و عدم طلاق والدین به‌طوری‌که مسئولیت فرزند مبتلا به سرطان بر عهده‌ی هر دوی والدین باشد. ز) نداشتن فرزند دیگر مبتلا به بیماری خاص جسمی. همچنین پر کردن پرسشنامه‌ها به‌طور ناقص به‌عنوان معیار خروج در نظر گرفته شد. ملاک‌های ورود قبل از ارائه‌ی پرسشنامه‌ها به شکل شفاهی از آزمودنی‌هایی که تمایل به همکاری داشتند پرسیده شد و در نهایت به والدینی که تمامی معیارهای ورود به پژوهش را داشتند توضیحات لازم متناسب با اهداف تحقیق اراِئه شد و پرسشنامه‌های تحقیق در اختیارشان قرار داده شد و با دادن زمان مناسب از آنان خواسته شد تا با دقت به سؤالات پاسخ دهند.
پرسشنامه‌ها که هر یک شامل پرسشنامه‌های افسردگی، فشار مراقبتی و شفقت به خود بود در بین 390 نفر از والدین توزیع شد. با توجه به احتمال ریزش، پرسشنامه‌ها در تعداد بیشتری نسبت به حجم نمونه (384) بین والدین توزیع شد. پس از جمع‌آوری پرسشنامه‌ها، پرسشنامه‌های ناقص و مخدوش حذف و همچنین داده‌های پرت کنار گذاشته شدند که در نهایت حجم نمونه‌ی آماری نهایی 376 نفر تعیین گردید و داده‌های حاصل از این 376 پرسشنامه تجزیه و تحلیل شد. در سطح توصیفی از فراوانی و درصد فراوانی، میانگین و انحراف معیار جهت توصیف متغیرهای جمعیت شناختی و اصلی استفاده شد و در سطح استنباطی روابط بین متغیرها با آزمون همبستگی پیرسون و مدل پژوهش با استفاده از تکنیک مدلسازی معادلات ساختاری به روش حداقل مجذورات جزئی (PLS) ارزیابی شد. تجزیه و تحلیل داده‌ها با نرم‌افزارهای SPSS نسخه 27 و Smart PLS نسخه 3 انجام شد. حداکثر سطح خطای آلفای برای آزمون فرضیه‌ها، مقدار 05/0 در نظر گرفته شد (05/0>p).
ابزارهای این پژوهش شامل موارد زیر است:
پرسشنامه‌ی فشار مراقبتی[8] CBI:
پرسشنامه استاندارد فشار مراقبتی CBI دارای ۲۴ عبارت می‌باشد. این پرسشنامه در سال ۱۹۸۹ توسط نواک و گست[9] (62) برای اندازه‌گیری فشار مراقبتی عینی و ذهنی ساخته شده است که دارای 5 مولفه‌ی فشار مراقبتی وابسته به زمان، فشار مراقبتی تکاملی، فشار مراقبتی جسمی، فشار مراقبتی اجتماعی و فشار مراقبتی عاطفی می‌باشد و نمره گذاری آن بر اساس مقیاس پنج گزینه‌ای لیکرت کاملاً مخالفم (1) تا کاملاً موافقم (5) تنظیم شده است که هر یک از این گزینه‌ها از 0 تا 4 امتیازدارند. بالاترین نمره‌ای که فرد در این پرسشنامه می‌تواند اخذ نماید 96 و پایین‌ترین نمره 0 می‌باشد. بر طبق نظر سازندگان این آزمون نمره 36 و بالاتر، نشان‌دهنده فشار مراقبتی بالا در فرد می‌باشد (62). در مطالعه نواک و همکاران، روایی و پایایی پرسشنامه بار مراقبتی در مراقبین اندازه‌گیری شده است. آلفای کرونباخ برای زیر مقیاس ۱ و ۲ برابر با ۸۵/0 و ۸۷/0 و برای زیر مقیاس ۳ و ۴ و ۵ برابر با ۸۶/0 و ۷۳/0 و ۷۷/0 برآورد شد (62). در پژوهش شفیع‌زاده و همکاران میزان کل همبستگی درونی (آلفای کرونباخ) برای زیر مقیاس‌های نسخه فارسی پرسشنامه ۹۳/0 بود. یافته‌های این پژوهش نشان‌دهنده‌ی روایی صوری، سازه، همسانی درونی و ثبات ابزار بود (63).
ضریب آلفای کرونباخ این پرسشنامه در ایـران در پژوهش عباسی و همکاران (64)، برابر با 90/0 و در پژوهش سلمانی و همکاران (65)، برابر با 92/0 به دست آمد.
پرسشنامه افسردگی بک فرم کوتاه[10](BDI-II):
پرسشنامه افسردگی (BDI-II) در سال 1972 توسط بک[11] (66)، برای سنجش نشانه‌های افسردگی مانند افسردگی عاطفی، شناختی، انگیزشی و فیزیولوژیکی طراحی و تدوین شده است که یک فرم کوتاه 13 سؤالی به‌صورت خود گزارشی است. این پرسشنامه شامل دو مؤلفه‌ی عاطفه منفی نسبت به خود (سؤالات 1، 2، 3، 4، 5، 6، 7 و 10) و بی لذتی (سؤالات، 7، 8، 9، 11، 12، 13) می‌باشد (سؤال هفت در هر دو مؤلفه محاسبه می‌شود) که در آن چندین گروه سؤال وجود دارد و هر سؤال بیان کننده‌ی حالتی در فرد است. این پرسشنامه شامل یک مقیاس چهار گویه ای است که دامنه‌ی نمره آن از صفر تا 3 است. برای محاسبه‌ی نتایج، نمراتی که آزمودنی با کشیدن دایره مشخص کرده است باید با یکدیگر جمع شوند. چنانچه مراجع یا بیماری در یک یا چند مقوله بیش از یک سؤال را با دایره مشخص کرده باشد، فقط یک سؤال از آن مقوله و آن هم سؤالی را که بالاترین نمره را دارد، به حساب می‌آید. ازآنجا که در هر مقوله، بالاترین نمره 3 است، بنابراین حداکثر نمره مقیاس 39 خواهد بود. نمره‌ی 4 و کمتر، هیچ یا کمترین حد افسردگی، نمرات بین 5-7 افسردگی خفیف، نمرات بین 8-15 افسردگی متوسط و نمرات بین 16-39 افسردگی شدید را شامل می‌گردد. در خصوص روایی، در پژوهش رجبی (67)، روایی محتوایی و صوری و ملاکی این پرسشنامه مناسب ارزیابی شده است. در خصوص پایایی، ضریب آلفای کرونباخ محاسبه شده در پژوهش رجبی (67)، برای این پرسشنامه بالای 7/0 برآورد شد.
پرسشنامه‌ی شفقت به خود فرم کوتاه[12] (ریس[13] و همکاران، 2011):
پرسشنامه شفقت به خود در سال 2011 توسط ریس و همکاران (68)، برای اندازه گیری سه مؤلفه مهربانی به خود در برابر قضاوت کردن خود، اشتراک انسانی در برابر انزوا و ذهن آگاهی در برابر همانندسازی افراطی طراحی و تدوین‌شده است. این پرسشنامه دارای 12 سؤال و 6 مؤلفه می‌باشد و بر اساس طیف پنج گزینه‌ای لیکرت با سؤالاتی مانند (وقتی در انجام کاری که برایم مهم است شکست می‌خورم، احساس‌های بی‌کفایتی مرا تحلیل می‌برد) به سنجش شفقت خود می‌پردازد. مؤلفه‌های این پرسشنامه شامل مهربانی به خود، قضاوت کردن خود، تجارب مشترک انسانی، انزوا، ذهن آگاهی، همانندسازی افراطی می‌باشد. در این پرسشنامه ماده‌ها در یک مقیاس لیکرت ۵ رتبه‌ای، از تقریباً هرگز= ۱ تا تقریباً همیشه= ۵ تنظیم‌شده که نمره بالاتر سطح بالاتر شفقت خود را نشان می‌دهد. ضمناً ماده‌های ۱، ۴، ۸، ۹، ۱۱ و ۱۲ به‌صورت معکوس نمره گذاری می‌شوند. این پرسشنامه دارای 6 بعد بوده که برای به دست آوردن امتیاز مربوط به هر بعد مجموع امتیازات مربوط به تک‌تک سؤالات آن بعد را باهم محاسبه نمایید. امتیازات بالاتر در هر بعد نشان‌دهنده تأثیرگذاری بیشتر آن بر انگیزش شغلی می‌باشد و برعکس. در خصوص روایی، در پژوهش شهبازی و همکاران (69)، روایی محتوایی و صوری و ملاکی این پرسشنامه مناسب ارزیابی شده است. در خصوص پایایی، ضریب آلفای کرونباخ محاسبه شده در پژوهش شهبازی و همکاران (69)، برای این پرسشنامه بالای 7/0 برآورد شد.
یافته‌ها
در این پژوهش رابطه متغیرها با آزمون همبستگی پیرسون سنجیده شد و از روش آماری مدل سازی معادلات ساختاری به روش حداقل مجذورات جزئی (PLS) برای آزمون مدل مفهومی استفاده شد. تجزیه و تحلیل داده‌ها با نرم‌افزارهای SPSS نسخه 27 و Smart PLS نسخه 3 انجام شد. دلیل استفاده از رویکرد حداقل مجذورات جزئی در درجه اول وجود متغیر تعدیل گر در مدل بود که این نرم‌افزار قابلیت تحلیل آن را دارد، و در درجه دوم عدم برقرار بودن مفروضه نرمال بودن چند متغیره بود. نرمال بودن چند متغیره که پیش فرض آزمون مدلسازی معادلات ساختاری است با ضریب مردیا بررسی شد که ضریب به دست آمده برابر با 59/6 به دست آمد که بر اساس معیار 5 برای ضریب مردیا (70) می‌توان نتیجه گرفت مفروضه نرمال بودن چند متغیره تأیید نشد. در جدول 1 توصیف متغیرهای جمعیت شناختی آمده است.
جدول (1): توصیف متغیرهای جمعیت شناختی جنسیت، تحصیلات و سن (376 =n)
| ویژگی | تعداد | درصد | |
| جنسیت | مرد | 301 | 1/80 |
| زن | 75 | 9/19 | |
| تحصیلات | دیپلم | 128 | 34 |
| کاردانی | 51 | 6/13 | |
| کارشناسی | 114 | 3/30 | |
| کارشناسی ارشد و دکترا | 83 | 1/22 | |
| سن | میانگین | انحراف استاندارد | |
| 65/39 | 20/9 | ||
نتایج جدول 1 نشان داد ازنظر ویژگی‌های زمینه‌ای، جنسیت اکثر پاسخگویان یعنی 301 نفر (1/80 درصد) مرد و 75 نفر (9/19 درصد) زن بود. میزان تحصیلات 128 نفر (34 درصد) دیپلم، 51 نفر (6/13 درصد) کاردانی، 114 نفر (3/30 درصد) کارشناسی و 83 نفر (1/22 درصد) کارشناسی ارشد و دکتری بود. میانگین سن پاسخگویان برابر با 65/39 سال با انحراف استاندارد 20/9 بود که کمترین سن 23 سال و بیشترین سن پاسخگویان 60 سال بود. در جدول 2 آماره‌های توصیفی متغیرهای اصلی به همراه مقادیر کجی و کشیدگی به‌منظور سنجش مفروضه نرمال بودن تک متغیره که پیش فرض آزمون همبستگی پیرسون است، آمده است.
جدول (2): شاخص‌های توصیفی متغیرهای اصلی به همراه شاخص‌های سنجش نرمال بودن
| متغیرها | میانگین | انحراف استاندارد | کجی | کشیدگی |
| فشار مراقبتی وابسته به زمان | 49/13 | 24/4 | 211/0 | 330/0- |
| فشار مراقبتی تکاملی | 02/13 | 18/4 | 335/0 | 169/0- |
| فشار مراقبتی جسمی | 23/10 | 01/4 | 526/0 | 480/0- |
| فشار مراقبتی اجتماعی | 67/13 | 37/4 | 171/0 | 391/0- |
| فشار مراقبتی عاطفی | 64/12 | 53/4 | 376/0 | 328/0- |
| فشار مراقبتی (کل) | 05/63 | 38/19 | 248/0 | 372/0- |
| شفقت به خود (کل) | 23/33 | 21/6 | 172/0- | 035/0- |
| عاطفه منفی نسبت به خود | 23/16 | 48/4 | 13/1 | 34/1 |
| بی لذتی | 32/9 | 22/3 | 25/1 | 36/1 |
| افسردگی (کل) | 54/25 | 26/7 | 25/1 | 62/1 |
جدول 2 نشان داد میانگین فشار مراقبتی برابر با 05/63، شفقت به خود برابر با 23/33 و افسردگی برابر با 54/25 بود. نرمال بودن تک متغیره با شاخص‌های کجی و کشیدگی بررسی شد و چون مقادیر کجی و کشیدگی تمامی متغیرها در دامنه 2+ تا 2- به دست آمد، نرمال بودن شکل توزیع متغیرها تأیید شد. در جدول 3 همبستگی متغیرهای پژوهش در قالب ماتریس و با آزمون همبستگی پیرسون بررسی شد.
جدول (3): آزمون همبستگی پیرسون بین متغیرهای پژوهش
| متغیرها | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 |
| 1. فشار مراقبتی وابسته به زمان | 1 | |||||||||
| 2. فشار مراقبتی تکاملی | **81/0 | 1 | ||||||||
| 3. فشار مراقبتی جسمی | **73/0 | **68/0 | 1 | |||||||
| 4. فشار مراقبتی اجتماعی | **80/0 | **85/0 | **73/0 | 1 | ||||||
| 5. فشار مراقبتی عاطفی | **79/0 | **80/0 | **74/0 | **86/0 | 1 | |||||
| 6. فشار مراقبتی (کل) | **91/0 | **91/0 | **85/0 | **93/0 | **93/0 | 1 | ||||
| 7. شفقت به خود | **44/0- | **45/0- | **34/0- | **49/0- | **48/0- | **49/0- | 1 | |||
| 8. عاطفه منفی | **39/0 | **38/0 | **34/0 | **39/0 | **41/0 | **42/0 | **59/0- | 1 | ||
| 9. بی لذتی | **28/0 | **30/0 | **28/0 | **33/0 | **31/0 | **33/0 | **55/0- | **78/0 | 1 | |
| 10. افسردگی | **36/0 | **37/0 | **33/0 | **38/0 | **39/0 | **41/0 | **61/0- | **96/0 | **92/0 | 1 |
توجه: 05/0 ≥ = p * و 01/0 ≥ = p **
نتایج آزمون همبستگی پیرسون (جدول 3) نشان داد همبستگی معنی‌داری فشار مراقبتی و تمامی مؤلفه‌های آن و همچنین شفقت به خود با افسردگی مشاهده شد (05/0>p). جهت رابطه فشار مراقبتی و مؤلفه‌های آن با افسردگی، مثبت بود و جهت رابطه شفقت به خود با افسردگی، منفی بود. شدت همبستگی فشار مراقبتی با افسردگی برابر با 41/0 و شدت رابطه شفقت به خود با افسردگی برابر با 610/0- بود. شدت همبستگی بین دو متغیر فشار مراقبتی و افسردگی برابر با 49/0- بود که مقدار متوسطی بود و نشان داد مشکل همخطی بین متغیرهای پیش بین مشاهده نشد.
مدل مفهومی پژوهش به همراه نقش تعدیل گری با روش حداقل مجذورات جزئی آزمون شد. شکل 1 مدل تجربی در حالت ضرایب استاندارد است و آماره t در داخل پرانتز گزارش شده است. مقادیر t بزرگ‌تر از 96/1 به معنای تأیید رابطه در سطح اطمینان 95 درصد است (05/0>p).
مدل مفهومی پژوهش به همراه نقش تعدیل گری با روش حداقل مجذورات جزئی آزمون شد. شکل 1 مدل تجربی در حالت ضرایب استاندارد است و آماره t در داخل پرانتز گزارش شده است. مقادیر t بزرگ‌تر از 96/1 به معنای تأیید رابطه در سطح اطمینان 95 درصد است (05/0>p).
شکل (1): مدل تجربی در حالت ضرایب مسیر استاندارد (و آماره t)
مطابق شکل 1، مقادیر t تمامی مسیرها بیشتر از 96/1 است و در نتیجه تمامی روابط در مدل تجربی در سطح اطمینان حداقل 95 درصد معنی‌دار بود (05/0>p). بررسی بارهای عاملی (ارتباط بین سازه‌های پنهان با نشانگرها یا مؤلفه‌ها) نشان داد تمامی بارهای عاملی بیشتر از 50/0 بود که نشان از این داشت که بخش اندازه گیری مدل از روایی مناسبی برخوردار بود. بررسی شاخص‌های برازش مدل نشان داد ضریب تعیین برای متغیر ملاک افسردگی برابر با 402/0 به دست آمد و بر این اساس فشار مراقبتی و شفقت به خود توانستند 2/40 درصد از واریانس افسردگی را تبیین کنند که نشان از قدرت تبیین متوسط مدل داشت. مقدار شاخص Q2 (CV-Redundancy) برای احساس تنهایی برابر با 322/0 به دست آمد که بالاتر از مقدار متوسط 15/0 و نزدیک به مقدار مطلوب 35/0 بود و شاخص Q2 برازش بخش ساختاری را تأیید کرد. شاخص NFI یا شاخص برازش هنجارشده برابر با 91/0 بود که مقدار مناسب و قابل قبولی بود و نشان از برازش مناسب مدل داشت. شاخص SRMR یا ریشه میانگین مربعات باقیمانده استاندارد مقدار مطلوبی داشت و برابر با 053/0 بود. درمجموع هیچکدام از شاخص‌های برازش مقدار ضعیفی نداشتند و تمامی مقادیر مورد قبول و مناسب بود که بر این اساس برازش مدل تأیید شد. در جدول 4 نتایج آزمون اثرات مستقیم و میانجی گری آمده است.
جدول (4): نتایج بررسی اثرات مستقیم و اثر تعدیل گری بر اساس روش مدلسازی معادلات ساختاری
| نوع تأثیر | ضریب استاندارد | خطای استاندارد | مقدار t | مقدار p |
| فشار مراقبتی -> افسردگی | 142/0 | 052/0 | 72/2 | 007/0 |
| شفقت به خود -> افسردگی | 530/0- | 051/0 | 25/12 | 001/0> |
| اثر تعدیل گری (تعاملی) | 122/0- | 045/0 | 69/2 | 007/0 |
نتایج اثرات مستقیم (جدول 4) نشان داد هر دو اثر مستقیم در مدل که مربوط به تأثیر فشار مراقبتی بر افسردگی و تأثیر شفقت به خود بر افسردگی بود مورد تأیید قرار گرفت (05/0>p). مطابق جهت تأثیر فشار مراقبتی بر افسردگی، مثبت بود و شدت تأثیر برابر با 142/0 بود. جهت شفقت به خود بر افسردگی، منفی بود و شدت تأثیر مقدار قوی و قابل‌توجهی بود و برابر با 530/0- بود. جدول 4 نشان داد اثر تعدیل گری تأیید شد (05/0>p). بر این اساس شفقت به خود توانست در رابطه بین فشار مراقبتی و افسردگی نقش تعدیل گر ایفا کند. شدت اثر تعدیل گری برابر با 122/0- و جهت تعدیل گری منفی بود و نشان داد افزایش میزان شفقت به خود با کاهش شدت رابطه بین فشار مراقبتی و افسردگی همراه بود.
بحث و نتیجه‌گیری
هدف پژوهش حاضر، تعیین نقش تعدیل‌کنندگی شفقت به خود در رابطه‌ی بین فشار مراقبتی و افسردگی در والدین کودکان زیر 18 سال مبتلا به سرطان بوده است. این فرضیه با استفاده از تکنیک مدل یابی معادلات ساختاری به روش حداقل مجذورات جزئی آزمون شد. طبق نتایج آزمون مدلسازی معادلات ساختاری نقش تعدیلگری شفقت به خود در رابطه‌ی بین فشار مراقبتی و افسردگی تأیید شد. جهت تعدیلگری منفی بود و نشان از این داشت که با افزایش میزان شفقت به خود، شدت تأثیر فشار مراقبتی بر افسردگی کاهش می‌یابد. بنابراین نتایج نشان داد که شفقت به خود تأثیر فشار مراقبتی را بر علائم افسردگی در میان والدین کودکان مبتلا به سرطان تعدیل می‌کند. والدین با سطوح بالاتر شفقت به خود سطوح پایین‌تری از افسردگی را گزارش کردند. این یافته از مطالعه‌ی شو[14] و همکاران (56) که در کشور چین انجام شده و نقش تعدیل‌کنندگی شفقت به خود را در مراقبین بیماران مبتلا به سرطان بررسی کرده است، حمایت می‌کند و با پژوهش‌های کسیدی و مک لافلین[15] (71)، مورفیلد[16] و همکاران (72) و لوید[17] و همکاران (53) که نشان داده‌اند مراقبینی که سطوح بالاتری از شفقت به خود را تجربه می‌کنند فشار مراقبتی کمتری را تجربه می‌کنند و مطالعات هسیه [18]و همکاران (54)، که نشان داد افزایش شفقت به خود در مراقبین خانوادگی بیماران مبتلا به سرطان ریه با علائم افسردگی کمتر همراه است همسو می‌باشد. برای تبیین این یافته می‌توان گفت ازآنجایی‌که شفقت به خود به حمایت از خود در هنگام تجربه رنج یا درد اشاره دارد - خواه ناشی از اشتباهات شخصی و نارسایی‌ها یا چالش‌های بیرونی زندگی باشد- روشی سازنده برای نزدیک شدن به افکار و احساسات ناراحت کننده است و بهزیستی ذهنی و جسمی را ایجاد می‌کند (73). همانطور که لازاروس و فولکمن[19] (74)، اشاره کرده‌اند، نحوه کنار آمدن فرد با یک موقعیت استرس‌زا تنها به خود رویداد مربوط نمی‌شود، بلکه به نحوه ارزیابی موقعیت توسط فرد و استراتژی‌های مقابله‌ای به کار گرفته شده نیز بستگی دارد. از آنحایی که فشار مراقبتی یک پدیده‌ی ذهنی است و به درک فرد از موقعیت بستگی دارد شفقت به خود می‌تواند از طریق ذهن آگاهی (یکی از مؤلفه‌های شفقت به خود) که به معنای آگاهی متعادل از احساسها و افکار دردناک به جای اجتناب از سرکوب آن‌هاست، مقابله‌ی متمرکز بر هیجان را افزایش دهد و از این طریق به کاهش احساس فشار مراقبتی کمک کند (75). لیم[20] و همکاران (76)، یک بعد متمایز از فشار مراقبتی را برجسته کرده‌اند که نگرانی‌های مراقب را در مورد انجام بیشتر و بهتر کار توصیف می‌کند. این بعد، نگرانی در مورد عملکرد فرد به‌عنوان یک مراقب نامیده می‌شود که از درجات خفیف بی کفایتی و نگرانی گرفته تا عناصر شدیدتر انتقاد از خود و احساس گناه را شامل می‌شود. والدینی که شفقت به خود بالاتری دارند کمتر خود را قضاوت کرده و با خود مهربان‌تر اند. همچنین گفتوگوی درونیشان نرم‌تر است (مولفه‌ی مهربانی با خود در مقابل قضاوت خود). آن‌ها به را این باور اند که تمام کارهای ممکن را انجام داده و تلاش خود را کرده‌اند و دراین‌بین اگر نقص و اشتباهی هم در مراقبت از کودکشان صورت گرفته باشد طبیعی است چراکه تمام انسان‌ها جایز اشتباه کردن هستند (مولفه‌ی تجربه‌ی مشترک انسانی در مقابل انزوا). بنابراین احساسات منفی خود را پذیرفته و کمتر خود را به خاطر بی کفایتی یا ناتوانی در ارائه‌ی یک مراقبت ایده آل سرزنش می‌کنند (ذهن آگاهی در مقابل همانند سازی افراطی). درنتیجه شفقت به خود به این والدین کمک می‌کند تا نگرانی در مورد عملکرد مراقبت در آن‌ها کاهش یافته و فشار مراقبتی کمتری را احساس کنند و به احتمال کمتری در طی فرایند چالش برانگیز مراقبت دچار افسردگی گردند. همچنین افرادی که سطح شفقت به خود بالاتری دارند به احتمال زیاد در برابر سختی‌های محیطی و بین فردی انعطاف پذیری پیدا می‌کنند (77)، تحمل رنج بالاتری در برابر احساسات دردناک و پیچیده دارند (78)، در برابر فرسودگی شغلی، نگرانی و خستگی مقاوم‌تر هستند (79،80) در نتیجه کمتر احتمال دارد به افسردگی مبتلا شوند (35). نف (48) نشان داد که شفقت به خود به افراد کمک می‌کند تا نگرانی‌ها را با خود و دیگران به روشی متعادل ادغام کنند. علاوه بر این زمانی که والدین با تجربه‌ی دردناک سرطان فرزندشان مواجه می‌شوند احساس می‌کنند که چنین اتفاق دردناکی فقط برای آن‌ها اتفاق افتاده است (81) و در این باره احساس بریدگی از سایر افراد دارند حال‌آنکه شفقت به خود رنج و دردهای فرد را به تجربه‌ی مشترک بشری پیوند میزند به‌طوری‌که فرد احساس می‌کند که به دیگران پیوسته است و تنها او نیست که چنین شرایط دشواری را تجربه می‌کند. از طرفی بسیاری از والدین در مراحل اولیه پس از تشخیص سرطان فرزندشان، خود را مقصر بیمار شدن فرزندشان می‌دانند (اسناد درونی که درآن افراد رویدادهای منفی را به ویژگی‌های خود نسبت می‌دهند می‌تواند زمینه ساز افسردگی باشد). آن‌ها دائماً خود را سرزنش کرده و تصور می‌کنند که در رسیدگی به فرزندشان کوتاهی کرده‌اند (81). درحالی که شفقت به خود اولاً به والدین کمک می‌کند که با خود مهربان باشند، باور داشته باشند که تمام تلاششان را در آن موقعیت انجام داده‌اند و به جای سرزنش، تحقیر و حمله به خود، گفتار درونی آرام و دلگرم کننده‌ای با خود داشته باشد (مؤلفه‌ی مهربانی با خود در برابر قضاوت خود). ثانیاً کمک می‌کند که فرد نقص‌های خود را ببخشد چراکه اشتباه کردن و کامل نبودن بخشی از انسان بودن است (مؤلفه‌ی تجربه‌ی مشترک انسانی) (اسناد بیرونی). و از این طریق می‌تواند در کاهش احساس گناه که از علائم اصلی افسردگی می‌باشد مؤثر باشد. افزایش شفقت به خود همچنین با افزایش ذهن آگاهی و کاهش استرس مراقب همراه است و از این طریق با علائم افسردگی کمتر ارتباط دارد (55). درواقع شفقت به خود به مراقبان اجازه می‌دهد تا آگاهی ذهنی بیشتری از افکار و احساسات دشوار خود داشته باشند و به تجربیات دشوار پاسخ سازنده دهند (82). هوشیار بودن، افراد را قادر می‌سازد تا از تجربیات خود در لحظه‌ی حال آگاهی بیشتری داشته باشند و آن‌ها را بپذیرند و درعین‌حال ذهنشان کمتر درگیر افکار منفی شود، همین امر موجب کاهش سطح استرس و سایر پیامدهای منفی می‌شود (83). سطوح بالاتر شفقت به خود در مراقبان، توانایی آن‌ها را برای تمرکز حواس، کاهش ادراکات آن‌ها از استرس مراقبتی و کاهش علائم افسردگی را تسهیل می‌کند (84). بر این اساس، می‌توان گفت که آن دسته از مراقبان که شفقت به خود بالاتری دارند، می‌توانند به‌طور مؤثرتری از آگاهی ذهنی برای پاسخ دادن به استرس به روشی سازگارانه برای کاهش افسردگی استفاده کنند. از طرفی دیگر شفقت به خود می‌تواند از طریق کاهش نشخوار فکری، علائم افسردگی را کاهش دهد (85). همانند سازی افراطی با احساسات دردناک در مورد بیماری فرزند و تمایل به تثبیت شدن روی افکار و هیجانات منفی، باعث تشدید خلق افسرده‌ی والدین در طول دوره‌ی بیماری فرزند می‌گردد؛ حال‌آنکه شفقت به خود از طریق مؤلفه‌ی ذهن آگاهی به والدین کمک می‌کند که به جای سرکوب یا نشخوار احساسات یا هیجانات منفی، احساسات منفی خود را به‌طور متعادل مورد توجه و پذیرش قرار دهند و به‌گونه‌ای با خود ارتباط برقرار کنند که وجهی از خود، وجه دیگر را مورد شفقت قرار دهد. علاوه بر این، یکی از ویژگی‌های افراد دارای شفقت به خود داشتن تحمل رنج بالاست به این معنا که فرد قادر به ادامه دادن و تحمل سطوح عاطفی پیچیده است (78) و طبیعی است والدینی که تحمل رنج بالاتری داشته باشند کمتر علائم افسردگی نشان می‌دهند. این امکان نیز وجود دارد که والدین دارای شفقت به خود، هنگام مراقبت از فرزندان مبتلا به سرطانشان، بیشتر با خود و فرزندان با مهربانی و شفقت رفتار کنند. این گونه نیست که این والدین از احساسات منفی خود اجتناب کنند یا به خودشان لطمه بزنند بلکه انها نگرش مثبت و دلسوزانه نسبت به مراقبت دارند. درواقع شفقت به خود مستقیماً با احساس مهربانی با دیگران همراه است و با افزایش همدلی و همدردی در والدین به آن‌ها کمک می‌کند که بتوانند دنیا را از دید فرزندشان ببینند بنابراین از اینکه می‌توانند با ارائه‌ی مراقبت، در جهت بهبودی فرزندشان سودمند باشند احساسات مثبتی در طول مراقبت پیدا می‌کنند و مراقبت را کمتر به‌عنوان یک عمل آزارنده و فرسایشی ادراک می‌کنند. این طرز فکر از افسردگی مراقبین جلوگیری می‌کند و رشد تاب‌آوری را تسهیل می‌کند.
مطالعه‌ی دیگری نشان داد شفقت به خود بیشتر، والدین را قادر می‌سازد تا هم به افکار منفی خودشان و هم به نیازهای فرزندشان به‌گونه‌ای سازگارتر پاسخ دهند در نتیجه کمتر به افسردگی مبتلا می‌شوند (86). بنابراین این احتمال برای والدین کودکان مبتلا به سرطانی که شفقت به خود بالاتری دارند وجود دارد که زمانی که با چالش‌های مراقبت رو به رو هستند به افکار منفی خود در مورد بیماری فرزند یا سختی‌های همراه با مراقبت، به شیوه‌ی سازگارتری پاسخ دهند در نتیجه کمتر به افسردگی مبتلا شوند.
یافته‌های این مطالعه همچنین نشان داده است که پدرانی که شفقت به خود بالاتری دارند، به احساسات منفی فرزندشان واکنش‌های ناراحت کننده کمتری نشان می‌دهند و مادرانی که سطح شفقت به خود بالاتری دارند کمتر در مقابل احساسات منفی فرزندشان انتقاد می‌کنند (86). ازآنجایی‌که فرزندان والدینی که از پاسخ‌های مثبت برای مقابله با احساسات منفی فرزندان خود استفاده می‌کنند نسبت به فرزندان والدینی که واکنش منفی نشان می‌دهند و برانگیختگی کودک را افزایش می‌دهند بهتر می‌توانند احساسات خود را تنظیم کنند (87،88)؛ این احتمال وجود دارد که والدین کودکان مبتلا به سرطانی که شفقت به خود بالاتری دارند، زمانی که فرزند در حال تحمل درد و رنج بیماری است و به‌طور مداوم احساسات منفی از خود نشان می‌دهد، در مقابله با احساسات منفی فرزند خود، واکنش‌های ناراحت کننده‌ی کمتر و پاسخ‌های مثبت‌تری از خود نشان دهند که این خود می‌تواند کمک کند که فرزند مبتلا به سرطانشان بهتر و به شیوه‌ی درست‌تری احساسات خود را تنظیم کند چراکه والدینی که واکنش‌های ناراحت کننده‌ی کمتری از خود نشان می‌دهند احتمالاً این پیام را به فرزندان خود منتقل می‌کنند که احساسات فرزندشان قابل درک است (87) و زمانی که فرزند بتواند احساسات منفی خود را بهتر تنظیم کند، فشار مراقبتی ذهنی (شامل احساسات شخصی ایجاد شده در مراقب در حین انجام عملکرد مراقبت) و همچنین فشار مراقبتی عینی (شامل رویدادهای مرتبط با تجربیات مراقبت) (11) کمتری بر والدین وارد می‌شود چراکه به گفته‌ی کالینز (89) یکی از مؤلفه‌های فشار مراقبتی اختلال در روابط خانوادگی می‌باشد و فرض بیان شده می‌تواند اختلال در روابط خانوادگی را کاهش دهد و در نتیجه والدین به احتمال کمتری دچار افسردگی می‌گردند.
از محدودیت‌های پژوهش می‌توان به این موضوع اشاره کرد که نمونه‌گیری این پژوهش فقط در یک زمان به‌صورت مقطعی و با روش در دسترس انجام شده است. جمع‌آوری داده‌ها از طریق نمونه‌گیری در دسترس در چند بیمارستان به این معنی است که نتایج به همه والدین کودکان مبتلا به سرطان قابل تعمیم نیست. در این پژوهش در مورد فاز بیماری و اینکه آیا فرزند در مراحل اول بیماری بوده است یا خیر و اینکه آیا بیماری با عود همراه بوده است یا خیر، طول درمان و مراقبت ارائه شده به فرزند از والدین سؤال نشده است که این موارد ممکن است روی نتیجه‌ی پژوهش تأثیر گذار بوده باشند. ازجمله مشکلاتی که در اجرای این پژوهش با آن‌ها مواجه بودیم این بود که باوجود اینکه این پژوهش پس از کاهش همه گیری ویروس کرونا انجام شد اما با توجه به شرایط خاص کودکان مبتلا به سرطان در ابتلا به این ویروس، امکان حضور در داخل بیمارستان محک مهیا نبود و جمع‌آوری پرسشنامه‌ها با دشواری بسیاری همراه شد. شرایط خاص والدین در طول بیماری فرزندشان، سختی درمان و بار روانی حاصل از بیماری کودک ممکن است بر دقت والدین در پر کردن پرسشنامه‌ها تأثیر گذار بوده باشد.
تشکر و قدردانی
این مطالعه برگرفته از پایان نامه کارشناسی ارشد می‌باشد لذا از مسئولین دانشگاه آزاد اسلامی واحد زنجان و اساتید گرامی دانشکده روانشناسی تقدیر و تشکر داریم. همچنین از مسئولین محترم بیمارستان‌های محک، مفید، میلاد و بهرامی شهر تهران و نیز والدین کودکان مبتلا به سرطان شرکت کننده در این پژوهش که صبورانه در انجام این پژوهش مشارکت داشتند صمیمانه سپاسگزاری به عمل می‌آید.
حمایت مالی
این مطالعه با حمایت دانشگاه آزاد اسلامی واحد زنجان انجام شده است.
تضاد منافع
نویسندگان هیچکدام تضاد منافع ندارند.
ملاحظات اخلاقی
این مطالعه با کد اخلاق IR.IAU.Z.REC.1401.062 در دانشگاه آزاد اسلامی واحد زنجان به تصویب رسیده است
بحث و نتیجه‌گیری
هدف پژوهش حاضر، تعیین نقش تعدیل‌کنندگی شفقت به خود در رابطه‌ی بین فشار مراقبتی و افسردگی در والدین کودکان زیر 18 سال مبتلا به سرطان بوده است. این فرضیه با استفاده از تکنیک مدل یابی معادلات ساختاری به روش حداقل مجذورات جزئی آزمون شد. طبق نتایج آزمون مدلسازی معادلات ساختاری نقش تعدیلگری شفقت به خود در رابطه‌ی بین فشار مراقبتی و افسردگی تأیید شد. جهت تعدیلگری منفی بود و نشان از این داشت که با افزایش میزان شفقت به خود، شدت تأثیر فشار مراقبتی بر افسردگی کاهش می‌یابد. بنابراین نتایج نشان داد که شفقت به خود تأثیر فشار مراقبتی را بر علائم افسردگی در میان والدین کودکان مبتلا به سرطان تعدیل می‌کند. والدین با سطوح بالاتر شفقت به خود سطوح پایین‌تری از افسردگی را گزارش کردند. این یافته از مطالعه‌ی شو[14] و همکاران (56) که در کشور چین انجام شده و نقش تعدیل‌کنندگی شفقت به خود را در مراقبین بیماران مبتلا به سرطان بررسی کرده است، حمایت می‌کند و با پژوهش‌های کسیدی و مک لافلین[15] (71)، مورفیلد[16] و همکاران (72) و لوید[17] و همکاران (53) که نشان داده‌اند مراقبینی که سطوح بالاتری از شفقت به خود را تجربه می‌کنند فشار مراقبتی کمتری را تجربه می‌کنند و مطالعات هسیه [18]و همکاران (54)، که نشان داد افزایش شفقت به خود در مراقبین خانوادگی بیماران مبتلا به سرطان ریه با علائم افسردگی کمتر همراه است همسو می‌باشد. برای تبیین این یافته می‌توان گفت ازآنجایی‌که شفقت به خود به حمایت از خود در هنگام تجربه رنج یا درد اشاره دارد - خواه ناشی از اشتباهات شخصی و نارسایی‌ها یا چالش‌های بیرونی زندگی باشد- روشی سازنده برای نزدیک شدن به افکار و احساسات ناراحت کننده است و بهزیستی ذهنی و جسمی را ایجاد می‌کند (73). همانطور که لازاروس و فولکمن[19] (74)، اشاره کرده‌اند، نحوه کنار آمدن فرد با یک موقعیت استرس‌زا تنها به خود رویداد مربوط نمی‌شود، بلکه به نحوه ارزیابی موقعیت توسط فرد و استراتژی‌های مقابله‌ای به کار گرفته شده نیز بستگی دارد. از آنحایی که فشار مراقبتی یک پدیده‌ی ذهنی است و به درک فرد از موقعیت بستگی دارد شفقت به خود می‌تواند از طریق ذهن آگاهی (یکی از مؤلفه‌های شفقت به خود) که به معنای آگاهی متعادل از احساسها و افکار دردناک به جای اجتناب از سرکوب آن‌هاست، مقابله‌ی متمرکز بر هیجان را افزایش دهد و از این طریق به کاهش احساس فشار مراقبتی کمک کند (75). لیم[20] و همکاران (76)، یک بعد متمایز از فشار مراقبتی را برجسته کرده‌اند که نگرانی‌های مراقب را در مورد انجام بیشتر و بهتر کار توصیف می‌کند. این بعد، نگرانی در مورد عملکرد فرد به‌عنوان یک مراقب نامیده می‌شود که از درجات خفیف بی کفایتی و نگرانی گرفته تا عناصر شدیدتر انتقاد از خود و احساس گناه را شامل می‌شود. والدینی که شفقت به خود بالاتری دارند کمتر خود را قضاوت کرده و با خود مهربان‌تر اند. همچنین گفتوگوی درونیشان نرم‌تر است (مولفه‌ی مهربانی با خود در مقابل قضاوت خود). آن‌ها به را این باور اند که تمام کارهای ممکن را انجام داده و تلاش خود را کرده‌اند و دراین‌بین اگر نقص و اشتباهی هم در مراقبت از کودکشان صورت گرفته باشد طبیعی است چراکه تمام انسان‌ها جایز اشتباه کردن هستند (مولفه‌ی تجربه‌ی مشترک انسانی در مقابل انزوا). بنابراین احساسات منفی خود را پذیرفته و کمتر خود را به خاطر بی کفایتی یا ناتوانی در ارائه‌ی یک مراقبت ایده آل سرزنش می‌کنند (ذهن آگاهی در مقابل همانند سازی افراطی). درنتیجه شفقت به خود به این والدین کمک می‌کند تا نگرانی در مورد عملکرد مراقبت در آن‌ها کاهش یافته و فشار مراقبتی کمتری را احساس کنند و به احتمال کمتری در طی فرایند چالش برانگیز مراقبت دچار افسردگی گردند. همچنین افرادی که سطح شفقت به خود بالاتری دارند به احتمال زیاد در برابر سختی‌های محیطی و بین فردی انعطاف پذیری پیدا می‌کنند (77)، تحمل رنج بالاتری در برابر احساسات دردناک و پیچیده دارند (78)، در برابر فرسودگی شغلی، نگرانی و خستگی مقاوم‌تر هستند (79،80) در نتیجه کمتر احتمال دارد به افسردگی مبتلا شوند (35). نف (48) نشان داد که شفقت به خود به افراد کمک می‌کند تا نگرانی‌ها را با خود و دیگران به روشی متعادل ادغام کنند. علاوه بر این زمانی که والدین با تجربه‌ی دردناک سرطان فرزندشان مواجه می‌شوند احساس می‌کنند که چنین اتفاق دردناکی فقط برای آن‌ها اتفاق افتاده است (81) و در این باره احساس بریدگی از سایر افراد دارند حال‌آنکه شفقت به خود رنج و دردهای فرد را به تجربه‌ی مشترک بشری پیوند میزند به‌طوری‌که فرد احساس می‌کند که به دیگران پیوسته است و تنها او نیست که چنین شرایط دشواری را تجربه می‌کند. از طرفی بسیاری از والدین در مراحل اولیه پس از تشخیص سرطان فرزندشان، خود را مقصر بیمار شدن فرزندشان می‌دانند (اسناد درونی که درآن افراد رویدادهای منفی را به ویژگی‌های خود نسبت می‌دهند می‌تواند زمینه ساز افسردگی باشد). آن‌ها دائماً خود را سرزنش کرده و تصور می‌کنند که در رسیدگی به فرزندشان کوتاهی کرده‌اند (81). درحالی که شفقت به خود اولاً به والدین کمک می‌کند که با خود مهربان باشند، باور داشته باشند که تمام تلاششان را در آن موقعیت انجام داده‌اند و به جای سرزنش، تحقیر و حمله به خود، گفتار درونی آرام و دلگرم کننده‌ای با خود داشته باشد (مؤلفه‌ی مهربانی با خود در برابر قضاوت خود). ثانیاً کمک می‌کند که فرد نقص‌های خود را ببخشد چراکه اشتباه کردن و کامل نبودن بخشی از انسان بودن است (مؤلفه‌ی تجربه‌ی مشترک انسانی) (اسناد بیرونی). و از این طریق می‌تواند در کاهش احساس گناه که از علائم اصلی افسردگی می‌باشد مؤثر باشد. افزایش شفقت به خود همچنین با افزایش ذهن آگاهی و کاهش استرس مراقب همراه است و از این طریق با علائم افسردگی کمتر ارتباط دارد (55). درواقع شفقت به خود به مراقبان اجازه می‌دهد تا آگاهی ذهنی بیشتری از افکار و احساسات دشوار خود داشته باشند و به تجربیات دشوار پاسخ سازنده دهند (82). هوشیار بودن، افراد را قادر می‌سازد تا از تجربیات خود در لحظه‌ی حال آگاهی بیشتری داشته باشند و آن‌ها را بپذیرند و درعین‌حال ذهنشان کمتر درگیر افکار منفی شود، همین امر موجب کاهش سطح استرس و سایر پیامدهای منفی می‌شود (83). سطوح بالاتر شفقت به خود در مراقبان، توانایی آن‌ها را برای تمرکز حواس، کاهش ادراکات آن‌ها از استرس مراقبتی و کاهش علائم افسردگی را تسهیل می‌کند (84). بر این اساس، می‌توان گفت که آن دسته از مراقبان که شفقت به خود بالاتری دارند، می‌توانند به‌طور مؤثرتری از آگاهی ذهنی برای پاسخ دادن به استرس به روشی سازگارانه برای کاهش افسردگی استفاده کنند. از طرفی دیگر شفقت به خود می‌تواند از طریق کاهش نشخوار فکری، علائم افسردگی را کاهش دهد (85). همانند سازی افراطی با احساسات دردناک در مورد بیماری فرزند و تمایل به تثبیت شدن روی افکار و هیجانات منفی، باعث تشدید خلق افسرده‌ی والدین در طول دوره‌ی بیماری فرزند می‌گردد؛ حال‌آنکه شفقت به خود از طریق مؤلفه‌ی ذهن آگاهی به والدین کمک می‌کند که به جای سرکوب یا نشخوار احساسات یا هیجانات منفی، احساسات منفی خود را به‌طور متعادل مورد توجه و پذیرش قرار دهند و به‌گونه‌ای با خود ارتباط برقرار کنند که وجهی از خود، وجه دیگر را مورد شفقت قرار دهد. علاوه بر این، یکی از ویژگی‌های افراد دارای شفقت به خود داشتن تحمل رنج بالاست به این معنا که فرد قادر به ادامه دادن و تحمل سطوح عاطفی پیچیده است (78) و طبیعی است والدینی که تحمل رنج بالاتری داشته باشند کمتر علائم افسردگی نشان می‌دهند. این امکان نیز وجود دارد که والدین دارای شفقت به خود، هنگام مراقبت از فرزندان مبتلا به سرطانشان، بیشتر با خود و فرزندان با مهربانی و شفقت رفتار کنند. این گونه نیست که این والدین از احساسات منفی خود اجتناب کنند یا به خودشان لطمه بزنند بلکه انها نگرش مثبت و دلسوزانه نسبت به مراقبت دارند. درواقع شفقت به خود مستقیماً با احساس مهربانی با دیگران همراه است و با افزایش همدلی و همدردی در والدین به آن‌ها کمک می‌کند که بتوانند دنیا را از دید فرزندشان ببینند بنابراین از اینکه می‌توانند با ارائه‌ی مراقبت، در جهت بهبودی فرزندشان سودمند باشند احساسات مثبتی در طول مراقبت پیدا می‌کنند و مراقبت را کمتر به‌عنوان یک عمل آزارنده و فرسایشی ادراک می‌کنند. این طرز فکر از افسردگی مراقبین جلوگیری می‌کند و رشد تاب‌آوری را تسهیل می‌کند.
مطالعه‌ی دیگری نشان داد شفقت به خود بیشتر، والدین را قادر می‌سازد تا هم به افکار منفی خودشان و هم به نیازهای فرزندشان به‌گونه‌ای سازگارتر پاسخ دهند در نتیجه کمتر به افسردگی مبتلا می‌شوند (86). بنابراین این احتمال برای والدین کودکان مبتلا به سرطانی که شفقت به خود بالاتری دارند وجود دارد که زمانی که با چالش‌های مراقبت رو به رو هستند به افکار منفی خود در مورد بیماری فرزند یا سختی‌های همراه با مراقبت، به شیوه‌ی سازگارتری پاسخ دهند در نتیجه کمتر به افسردگی مبتلا شوند.
یافته‌های این مطالعه همچنین نشان داده است که پدرانی که شفقت به خود بالاتری دارند، به احساسات منفی فرزندشان واکنش‌های ناراحت کننده کمتری نشان می‌دهند و مادرانی که سطح شفقت به خود بالاتری دارند کمتر در مقابل احساسات منفی فرزندشان انتقاد می‌کنند (86). ازآنجایی‌که فرزندان والدینی که از پاسخ‌های مثبت برای مقابله با احساسات منفی فرزندان خود استفاده می‌کنند نسبت به فرزندان والدینی که واکنش منفی نشان می‌دهند و برانگیختگی کودک را افزایش می‌دهند بهتر می‌توانند احساسات خود را تنظیم کنند (87،88)؛ این احتمال وجود دارد که والدین کودکان مبتلا به سرطانی که شفقت به خود بالاتری دارند، زمانی که فرزند در حال تحمل درد و رنج بیماری است و به‌طور مداوم احساسات منفی از خود نشان می‌دهد، در مقابله با احساسات منفی فرزند خود، واکنش‌های ناراحت کننده‌ی کمتر و پاسخ‌های مثبت‌تری از خود نشان دهند که این خود می‌تواند کمک کند که فرزند مبتلا به سرطانشان بهتر و به شیوه‌ی درست‌تری احساسات خود را تنظیم کند چراکه والدینی که واکنش‌های ناراحت کننده‌ی کمتری از خود نشان می‌دهند احتمالاً این پیام را به فرزندان خود منتقل می‌کنند که احساسات فرزندشان قابل درک است (87) و زمانی که فرزند بتواند احساسات منفی خود را بهتر تنظیم کند، فشار مراقبتی ذهنی (شامل احساسات شخصی ایجاد شده در مراقب در حین انجام عملکرد مراقبت) و همچنین فشار مراقبتی عینی (شامل رویدادهای مرتبط با تجربیات مراقبت) (11) کمتری بر والدین وارد می‌شود چراکه به گفته‌ی کالینز (89) یکی از مؤلفه‌های فشار مراقبتی اختلال در روابط خانوادگی می‌باشد و فرض بیان شده می‌تواند اختلال در روابط خانوادگی را کاهش دهد و در نتیجه والدین به احتمال کمتری دچار افسردگی می‌گردند.
از محدودیت‌های پژوهش می‌توان به این موضوع اشاره کرد که نمونه‌گیری این پژوهش فقط در یک زمان به‌صورت مقطعی و با روش در دسترس انجام شده است. جمع‌آوری داده‌ها از طریق نمونه‌گیری در دسترس در چند بیمارستان به این معنی است که نتایج به همه والدین کودکان مبتلا به سرطان قابل تعمیم نیست. در این پژوهش در مورد فاز بیماری و اینکه آیا فرزند در مراحل اول بیماری بوده است یا خیر و اینکه آیا بیماری با عود همراه بوده است یا خیر، طول درمان و مراقبت ارائه شده به فرزند از والدین سؤال نشده است که این موارد ممکن است روی نتیجه‌ی پژوهش تأثیر گذار بوده باشند. ازجمله مشکلاتی که در اجرای این پژوهش با آن‌ها مواجه بودیم این بود که باوجود اینکه این پژوهش پس از کاهش همه گیری ویروس کرونا انجام شد اما با توجه به شرایط خاص کودکان مبتلا به سرطان در ابتلا به این ویروس، امکان حضور در داخل بیمارستان محک مهیا نبود و جمع‌آوری پرسشنامه‌ها با دشواری بسیاری همراه شد. شرایط خاص والدین در طول بیماری فرزندشان، سختی درمان و بار روانی حاصل از بیماری کودک ممکن است بر دقت والدین در پر کردن پرسشنامه‌ها تأثیر گذار بوده باشد.
تشکر و قدردانی
این مطالعه برگرفته از پایان نامه کارشناسی ارشد می‌باشد لذا از مسئولین دانشگاه آزاد اسلامی واحد زنجان و اساتید گرامی دانشکده روانشناسی تقدیر و تشکر داریم. همچنین از مسئولین محترم بیمارستان‌های محک، مفید، میلاد و بهرامی شهر تهران و نیز والدین کودکان مبتلا به سرطان شرکت کننده در این پژوهش که صبورانه در انجام این پژوهش مشارکت داشتند صمیمانه سپاسگزاری به عمل می‌آید.
حمایت مالی
این مطالعه با حمایت دانشگاه آزاد اسلامی واحد زنجان انجام شده است.
تضاد منافع
نویسندگان هیچکدام تضاد منافع ندارند.
ملاحظات اخلاقی
این مطالعه با کد اخلاق IR.IAU.Z.REC.1401.062 در دانشگاه آزاد اسلامی واحد زنجان به تصویب رسیده است
نوع مطالعه: پژوهشي |
موضوع مقاله:
روانپزشکی- روان شناسی
فهرست منابع
1. Aliakbarian M, Karimi Moonaghi H, Emadzade A, Behnam Vashani H. The effect of group training on burden of caregivers of children with cancer. Med J Mashhad Univ Med Sci 2019;62(5):1692-9. [Google Scholar]
2. Barani M, Hassani L, Ghanbarnejad A, Molavi M A. Relationship between self-efficacy and caring behavior of mothers of children with cancer. J Prevent Med 2019;6(1):26-35. [DOI:10.29252/jpm.6.1.35]
3. Childhood Cancers. National Cancer Institute (NCI) OF United States government. 2023. [URL]
4. Abela KM, Wardell D, Rozmus C, LoBiondo-Wood G. Impact of pediatric critical illness and injury on families: an updated systematic review. J Pediatr Nurs 2020;1(51):21-31. [DOI:10.1016/j.pedn.2019.10.013] [PMID]
5. Cincotta N. Psychosocial issues in the world of children with cancer. Cancer 1993; 15;71(S10): 3251-60. https://doi.org/10.1002/1097-0142(19930515)71:10+<3251::AID-CNCR2820711718>3.0.CO;2-D
https://doi.org/10.1002/1097-0142(19930515)71:10+<3251::AID-CNCR2820711718>3.0.CO;2-D [DOI:10.1002/1097-0142(19930515)71:10+3.0.CO;2-D] [PMID]
6. Toledano-Toledano F, Moral de la Rubia J, McCubbin LD, Cauley B, Luna D. Brief version of the coping health inventory for parents (CHIP) among family caregivers of children with chronic diseases. Health Qual Life Outcomes 2020;18(1):1-4. [DOI:10.1186/s12955-020-01357-5] [PMID] []
7. Al Omari O, Roach EJ, Shakman L, Al Hashmi A, Sunderraj SJ, Francis F, Joseph MA. The lived experiences of mothers who are parenting children with leukemia. Cancer Nurs 2021;44(6):E374-81. [DOI:10.1097/NCC.0000000000000898] [PMID]
8. Ahmadi M, Rassouli M, Gheibizadeh M, Karami M, Poormansouri S. Predictors of caregiver burden among parents' children with cancer of. Iran J Ped Hematol Oncol 2019;9(4):253-63. [DOI:10.18502/ijpho.v9i4.1574]
9. Ozdemir Koyu H, Tas Arslan F. The effect of physical and psychosocial symptoms on caregiver burden of parents of children with cancer. Eur J Cancer Care (Engl) 2021;30(6):e13513. [DOI:10.1111/ecc.13513] [PMID]
10. Mellon S, Kershaw TS, Northouse LL, Freeman-Gibb L. A family-based model to predict fear of recurrence for cancer survivors and their caregivers. Psychooncology 2007;16(3):214-23. [DOI:10.1002/pon.1074] [PMID]
11. Hoenig J, Hamilton MW. The schizophrenic patient in the community and his effect on the household. Int J Soc Psychiatry 1966;12(3):165-76. [DOI:10.1177/002076406601200301] [PMID]
12. Liu Z, Heffernan C, Tan J. Caregiver burden: A concept analysis. Int J Nurs Sci 2020;7(4):438-45. [DOI:10.1016/j.ijnss.2020.07.012] [PMID] []
13. Shojaei J, Erfani A. Trends and Patterns of One-child Families in Iran. Q J Soc Sci 2019;26(85):89-105. [Google Scholar]
14. Alizadeh f, Karimi Nia M, Ansari Moghadam M. Pathologies of only children in society (looking at Islamic orders). J Achiev Human Stud 2021;4(40):76-86. [URL]
15. https://www.daroovasalamat.ir/fa/doc/news/42040 [URL]
16. Cheng Q, Ng MSN, Choi KC, So WKW. Unmet needs, anxiety, depression, and quality of life among caregivers of adolescents and young adults with cancer: A cross-sectional study. Asia Pac J Oncol Nurs 2022;9(10):100108. [DOI:10.1016/j.apjon.2022.100108] [PMID] []
17. Pan YC, Lin YS. Systematic review and meta-analysis of prevalence of depression among caregivers of cancer patients. Front Psychiatry 2022;13:817936. [DOI:10.3389/fpsyt.2022.817936] [PMID] []
18. Ahmadi Pishkuhi M, Ahmadi M, Shoraka H, Chegeni M. Parents' experience of caring children with cancer: A qualitative study with phenomenological approach. J Compr Pediatr 2018;9(4):e65545. [DOI:10.5812/compreped.65545]
19. Al Qadire M, Al-Sheikh H, Suliman M, Tawalbeh LI, Albashtawy M, Al-Radwan M, et al. Predictors of anxiety and depression among parents of children with cancer in Jordan. Psychooncology 2018;27(4):1344-6. [DOI:10.1002/pon.4634] [PMID]
20. Liu Y, Sundquist J, Sundquist K, Zheng D, Ji J. Mental health outcomes in parents of children with a cancer diagnosis in Sweden: A nationwide cohort study. EClin Med 2023;55(101734):101734. [DOI:10.1016/j.eclinm.2022.101734] [PMID] []
21. Dąbrowska A, Malicka I. Pediatric cancer as a Factor of changes in the family. Int J Environ Res Public Health 2022;19(9):5002. [DOI:10.3390/ijerph19095002] [PMID] []
22. Agbayani C-J, Tucker JA, Nelson EL, Martinez F, Cortes H, Khoury D, et al. Immunological and psychosocial functioning in parents of children with cancer. Supp Care Cancer 2022;30(4):3379-88. [DOI:10.1007/s00520-021-06770-0] [PMID] []
23. Nair M, Paul L, Latha PT, Parukkutty K. Parents' knowledge and attitude regarding their child's cancer and effectiveness of initial disease counseling in pediatric oncology patients. Indian J Palliat Care 2017;23(4): 393-8. [DOI:10.4103/IJPC.IJPC_83_17] [PMID] []
24. Gilsenan J, Gorman C, Shevlin M. Explaining caregiver burden in a large sample of UK dementia caregivers: The role of contextual factors, behavioural problems, psychological resilience, and anticipatory grief. Aging Ment Health 2023;27(7):1274-81. [DOI:10.1080/13607863.2022.2102138] [PMID]
25. Morgan SP, Lengacher CA, Rodriguez CS. Caregiver burden in caregivers of patients with advanced stage cancer: A concept analysis. Eur J Oncol Nurs 2022;60(102152):102152. [DOI:10.1016/j.ejon.2022.102152] [PMID]
26. Schandl A, Ringborg C, Mälberg K, Johar A, Lagergren P. Caregiver burden and health-related quality of life among family caregivers of oesophageal cancer patients: a prospective nationwide cohort study. Acta Oncol 2022;61(10):1186-91. [DOI:10.1080/0284186X.2022.2119098] [PMID]
27. Mohamed Mahmoud A, Helmy Osman L, Mohamed El- Sayed Gaafar M, Ibrahim Hassan gomaa N. Depression, burden, and self-efficacy among caregiving parents of children with cancer. Egypt J Health Care 2022;13(2):385-401. [DOI:10.21608/ejhc.2022.230387]
28. Unsar S, Erol O, Ozdemir O. Caregiving burden, depression, and anxiety in family caregivers with cancer of patients. Eur J Oncol Nurs 2021;50(101882):101882. [DOI:10.1016/j.ejon.2020.101882] [PMID]
29. Sherwood PR, Given CW, Given BA, von Eye A. Caregiver burden and depressive symptoms: analysis of common outcomes in caregivers of elderly patients: Analysis of common outcomes in caregivers of elderly patients. J Aging Health 2005;17(2):125-47. [DOI:10.1177/0898264304274179] [PMID]
30. Chaghazardi M, Janatolmakan M, Rezaeian S, Khatony A. Care burden and associated factors in caregivers of children with cancer. Ital J Pediatr 2022;48(1):92. [DOI:10.1186/s13052-022-01291-w] [PMID] []
31. Hagedoorn M, Sanderman R, Bolks HN, Tuinstra J, Coyne JC. Distress in couples coping with cancer: a meta-analysis and critical review of role and gender effects. Psychol Bull 2008;134(1):1-30. [DOI:10.1037/0033-2909.134.1.1] [PMID]
32. Hodges LJ, Humphris GM, Macfarlane G. A meta-analytic investigation of the relationship between the psychological distress of cancer patients and their carers. Soc Sci Med 2005;60(1):1-12. [DOI:10.1016/j.socscimed.2004.04.018] [PMID]
33. Ahmadi M, Rassouli M, Karami M, Abasszadeh A, Poormansouri S. Care burden and its Related Factors in Parents of Children with Cancer. Iran J Nurs 2018;31(111):40-51. [DOI:10.29252/ijn.31.111.40]
34. Northouse LL, Katapodi MC, Schafenacker AM, Weiss D. The impact of caregiving on the psychological well-being of family caregivers and cancer patients. Semin Oncol Nurs 2012;28(4):236-45. [DOI:10.1016/j.soncn.2012.09.006] [PMID]
35. MacBeth A, Gumley A. Exploring compassion: A meta-analysis of the association between self-compassion and psychopathology. Clin Psychol Rev 2012;32(6):545-52. [DOI:10.1016/j.cpr.2012.06.003] [PMID]
36. Zessin U, Dickhäuser O, Garbade S. The relationship between self-compassion and well-being: A meta-analysis. Appl Psychol Health Well Being 2015;7(3):340-64. [DOI:10.1111/aphw.12051] [PMID]
37. Marsh IC, Chan SWY, MacBeth A. Self-compassion and psychological distress in adolescents-a meta-analysis. Mindfulness 2018;9(4):1011-27. [DOI:10.1007/s12671-017-0850-7] [PMID] []
38. Ahmed AN, Raj SP. Self-compassion intervention for parents of children with developmental disabilities: A feasibility study. Adv Neurodev Disord 2023;7(2): 277-89. [DOI:10.1007/s41252-022-00305-2] [PMID] []
39. Brown L, Huffman JC, Bryant C. Self-compassionate aging: A systematic review. Gerontologis 2019;59(4):e311-24. [DOI:10.1093/geront/gny108] [PMID]
40. Raes F. Rumination and worry as mediators of the relationship between self-compassion and depression and anxiety. Pers Individ Dif 2010;48(6):757-61. [DOI:10.1016/j.paid.2010.01.023]
41. Hlabangana V, Hearn JH. Depression in partner caregivers of people with neurological conditions; associations with self-compassion and quality of life. J Ment Health 2020;29(2):176-81. [DOI:10.1080/09638237.2019.1630724] [PMID]
42. Hansen NH, Fjorback LO, Frydenberg M, Juul L. Mediators for the effect of compassion cultivating training: A longitudinal path analysis in a randomized controlled trial among caregivers of people with mental illness. Front Psychiat 2021;12:761806. [DOI:10.3389/fpsyt.2021.761806] [PMID] []
43. Muris P, Petrocchi N. Protection or vulnerability? A meta-analysis of the relations between the positive and negative components of self-compassion and psychopathology: Self-compassion: Protection or vulnerability? Clin Psychol Psychother 2017;24(2): 373-83. [DOI:10.1002/cpp.2005] [PMID]
44. Jiang Y, You J, Zheng X, Lin M-P. The qualities of attachment with significant others and self-compassion protect adolescents from non-suicidal self-injury. Sch Psychol Q 2017;32(2):143-55. [DOI:10.1037/spq0000187] [PMID]
45. Foroughi A, Khanjani S, Rafiee S, Taheri A. Self-compassion: conceptualization, research, and interventions (Brief review). Shenakht J Psychol Psychiatry 2020;6(6):77-87. [DOI:10.29252/shenakht.6.6.77]
46. Adie T, Steindl SR, Kirby JN, Kane RT, Mazzucchelli TG. The relationship between self-compassion and depressive symptoms: Avoidance and activation as mediators. Mindfulness 2021(7):1748-56. [DOI:10.1007/s12671-021-01637-1]
47. Han A, Kim TH. Effects of Self-Compassion Interventions on Reducing Depressive Symptoms, Anxiety, and Stress: A Meta-Analysis. Mindfulness 2023;5:1-29. [DOI:10.1007/s12671-023-02148-x] [PMID] []
48. Neff K. Self-compassion: An alternative conceptualization of a healthy attitude toward oneself. Self-Identity 2003; 2(2):85-101. [DOI:10.1080/15298860309032]
49. Heffernan M, Quinn Griffin MT, Sister Rita McNulty, Fitzpatrick JJ. Self-compassion and emotional intelligence in nurses: Self-compassion and emotional intelligence in nurses. Int J Nurs Pract 2010;16(4):366-73. [DOI:10.1111/j.1440-172X.2010.01853.x] [PMID]
50. Kemper KJ, Mo X, Khayat R. Are mindfulness and self-compassion associated with sleep and resilience in health professionals? J Altern Complement Med 2015;21(8):496-503. [DOI:10.1089/acm.2014.0281] [PMID] []
51. Lutz A, Brefczynski-Lewis J, Johnstone T, Davidson RJ. Regulation of the neural circuitry of emotion by compassion meditation: effects of meditative expertise. PLoS One 2008;3(3):e1897. [DOI:10.1371/journal.pone.0001897] [PMID] []
52. Durkin M, Beaumont E, Hollins Martin CJ, Carson J. A pilot study exploring the relationship between self-compassion, self-judgement, self-kindness, compassion, professional quality of life and wellbeing among UK community nurses. Nurs Educ Today 2016;46:109-14. [DOI:10.1016/j.nedt.2016.08.030] [PMID]
53. Lloyd J, Muers J, Patterson TG, Marczak M. Self-compassion, coping strategies, and caregiver burden in caregivers of people with dementia. Clin Gerontol 2019;42(1):47-59. [DOI:10.1080/07317115.2018.1461162] [PMID]
54. Hsieh C-C, Lin Z-Z, Ho C-C, Yu C-J, Chen H-J, Chen Y-W, et al. The Short-and Long-term Causal Relationships Between Self-compassion, Trait Mindfulness, Caregiver Stress, and Depressive Symptoms in Family Caregivers of Patients with Lung Cancer. Mindfulness 2021;12(7):1812-21. [DOI:10.1007/s12671-021-01642-4] [PMID] []
55. Hansen NH, Juul L, Pallesen K-J, Fjorback LO. Effect of a compassion cultivation training program for caregivers of people with mental illness in Denmark: A randomized clinical trial: A randomized clinical trial. JAMA Netw Open 2021;4(3):e211020. [DOI:10.1001/jamanetworkopen.2021.1020] [PMID] []
56. Xu S, Zhang H, Wang J. Caregiver burden and depression among Chinese family caregivers: The role of self-compassion. Mindfulness 2020;11(7):1647-54. [DOI:10.1007/s12671-020-01378-7]
57. Neff KD, Kirkpatrick KL, Rude SS. Self-compassion and adaptive psychological functioning. J Res Pers 2007;41(1):139-54. [DOI:10.1016/j.jrp.2006.03.004]
58. Ahles TA, Correa DD, Holland JC, Breitbart WS, Jacobsen PB, Lederberg MS, Loscalzo MJ, McCorkle R. Psycho-oncolgy (2nd ed). New York, NY: Oxford University Press; 2010. [URL]
59. Gupta R, Pillai VK. Caregiver burden in south Asian families: A systems theory perspective. J Ethn Cult Divers Soc Work 2000;9(1-2): 41-53. [DOI:10.1300/J051v09n01_03]
60. Yang Y-L, Liu L, Wang Y, Wu H, Yang X-S, Wang J-N, et al. The prevalence of depression and anxiety among Chinese adults with cancer: a systematic review and meta-analysis. BMC Cancer 2013;13(1):393. [DOI:10.1186/1471-2407-13-393] [PMID] []
61. Özabacı N. Quality of life as a predictor of depression. Procedia Soc Behave Sci 2010;2(2):2458-63. [DOI:10.1016/j.sbspro.2010.03.353]
62. Novak M, Guest C. Application of a multidimensional caregiver burden inventory. Gerontologist 1989;29(6):798-803. [DOI:10.1093/geront/29.6.798] [PMID]
63. Shafiezadeh A, Heravi-Karimoo M, Rejeh N, Sharif Nia H, Montazeri A. Translation and primarily validation of the Persian Version of Caregiver Burden Inventory. Payesh 2019;18(4):405-14. [DOI:10.1186/s12955-020-01509-7] [PMID] []
64. Abbasi A, Asayesh H, Rahmani H, Shariati A, Hosseini S A, Rouhi G et al. The Burden on Cargivers from Hemodialysis Patients and Related Factors. J Res Dev Nurs Midw 2011;8(1):26-33. [URL]
65. Salmani N, Ashketorab T, Hasanvand Sh. The Burden of Caregiverand Related Factorsof Oncology. Adv Nurs Midwifery 2014;24(84):11-8. [URL]
66. Beck AT, Rial WY, Rickels K. Short form of Depression Inventory: Cross-validation. Psychol Rep 1974;34 (3_suppl):1184-6. [DOI:10.1177/003329417403403s01] [PMID]
67. Rajabi, G. R. Psychometric Properties of Beck Depression Inventory Short Form Items (BDI-13). J Developmental Psychol 2005;1(4):28-35. [Google Scholar]
68. Raes F, Pommier E, Neff KD, Van Gucht D. Construction and factorial validation of a short form of the Self-Compassion Scale. Clin Psychol Psychother 2011;18(3):250-5. [DOI:10.1002/cpp.702] [PMID]
69. Shahbazi M, Rajabi G, Maghami E, Jelodari A. Confirmatory Factor Analysis of the Persian Version of the Self-Compassion Rating Scale-Revised. Psychol Methods Models 2015;6(19):31-46. [Google Scholar]
70. Byrne BM. Structural equation modeling with AMOS: Basic concepts, applications, and programming. New York, NY: Routledge; 2010. [URL]
71. Cassidy T, McLaughlin M. Caring for a child with cancer: The role of attachment, self-compassion and social support. Child Care Pract 2021;1-13. [DOI:10.1080/13575279.2021.1920369]
72. Murfield J, Moyle W, Jones C, O'Donovan A. Self-compassion, health outcomes, and family carers of older adults: An integrative review. Clin Gerontol 2020;43(5):485-98. [DOI:10.1080/07317115.2018.1560383] [PMID]
73. Neff KD. Self-compassion: Theory, method, research, and intervention. Annu Rev Psychol 2023;74(1):193-218. [DOI:10.1146/annurev-psych-032420-031047] [PMID]
74. Lazarus RS, Folkman S. Stress, Appraisal, and Coping. New York, NY: Springer Publishing;1984. [URL]
75. Silva AL, Teixeira HJ, Teixeira MJC, Freitas S. The needs of informal caregivers of elderly people living at home: an integrative review. Scand J Caring Sci 2013;27(4):792-803. [DOI:10.1111/scs.12019] [PMID]
76. Lim WS, Cheah WK, Ali N, Han HC, Anthony PV, Chan M, et al. Worry about performance: a unique dimension of caregiver burden. Int Psychogeriatr 2014;26(4):677-86. [DOI:10.1017/S1041610213002445] [PMID]
77. Neff KD, Dahm KA. Self-compassion: What it is, what it does, and how it relates to mindfulness. In: Handbook of Mindfulness and Self-Regulation. New York, NY: Springer New York; 2015. [DOI:10.1007/978-1-4939-2263-5_10]
78. Gilbert P. Introducing compassion-focused therapy. Adv Psychiatr Treat 2009;15(3):199-208. [DOI:10.1192/apt.bp.107.005264]
79. Dorian M, Killebrew JE. A study of mindfulness and self-care: A path to self-compassion for female therapists in training. Women Ther 2014;37(1-2):155-63. [DOI:10.1080/02703149.2014.850345]
80. Raab K. Mindfulness, self-compassion, and empathy among health care professionals: a review of the literature. J Health Care Chaplain 2014;20(3):95-108. [DOI:10.1080/08854726.2014.913876] [PMID]
81. Günay U, Özkan M. Emotions and coping methods of Turkish parents of children with cancer. J Psychosoc Oncol 2019; 37(3): 398-412. [DOI:10.1080/07347332.2018.1555197] [PMID]
82. Jay Miller J, Lee J, Niu C, Grise-Owens E, Bode M. Self-compassion as a predictor of self-care: A study of social work clinicians. Clin Soc Work J 2019;47(4):321-31. [DOI:10.1007/s10615-019-00710-6]
83. Colgan DD, Klee D, Memmott T, Proulx J, Oken B. Perceived stress mediates the relationship between mindfulness and negative affect variability: A randomized controlled trial among middle-aged to older adults. Stress Health 2019;35(1):89-97. [DOI:10.1002/smi.2845] [PMID] []
84. Gilbert P, Catarino F, Duarte C, Matos M, Kolts R, Stubbs J, et al. The development of compassionate engagement and action scales for self and others. J Compassionate Health Care 2017;4(1). [DOI:10.1186/s40639-017-0033-3]
85. Barzegari A, Jahandari P, Mahmoodpour A, Naderi R. The Mediating Role of self- compassion in Terms of rumination and depression symptoms in Veterans with Post Traumatic Stress Disorder. Nurse and Physician Within War 2018;6(19):32-40. [URL]
86. Psychogiou L, Legge K, Parry E, Mann J, Nath S, Ford T, Kuyken W. Self-compassion and parenting in mothers and fathers with depression. Mindfulness 2016;7:896-908. [DOI:10.1007/s12671-016-0528-6] [PMID] []
87. Fabes RA, Poulin RE, Eisenberg N, Madden-Derdich DA. The Coping with Children's Negative Emotions Scale (CCNES): Psychometric properties and relations with children's emotional competence. Marriage Fam Rev 2002. [Google Scholar]
88. Eisenberg N, Fabes RA, Murphy BC. Parents' reactions to children's negative emotions: Relations to children's social competence and comforting behavior. Child Dev 1996;67(5):2227. [DOI:10.2307/1131620] [PMID]
89. Collins CE, Given BA, Given CW. Interventions with family caregivers of persons with Alzheimer's disease. Nurs Clin North Am 1994; 29(1):195-207. [DOI:10.1016/S0029-6465(22)02721-9] [PMID]
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
اطلاعات تماس
آدرس مکاتبه: آذربایجان غربی، ارومیه، بلوار رسالت، خیابان جهاد، کوی اورژانس، معاونت تحقیقات و فناوری
صندوق پستی : ۱۱۳۸
کد پستی : ۵۷۱۴۷۸۳۷۳۴
تلفن : 31937415-۰۴۴
فاکس : 32233009-۰۴۴
پست الکترونیک :
unmf
umsu.ac.ir , j.nur.midgmail.com
