مقدمه
فعالیت‌های روزانه روان‌درمانگران مستلزم همکاری نزدیک با افرادی است که دچار پریشانی روانی هستند و از اختلالات روانی مختلف رنج می‌برند. این وظیفه شغلی بر ظرفیت‌های ارتباطی و عاطفی استوار است (مانند همدردی با مراجعه‌کننده) که در طول جلسات درمانی از آن‌ها استفاده می‌شود [1]. بنابراین استفاده از این ظرفیت‌ها می‌تواند با آسیب‌های عاطفی برای درمانگر همراه باشد و بر کیفیت زندگی حرفه‌ای وی تأثیر بگذارد [1]. کیفیت زندگی حرفه‌ای ممکن است تحت تأثیر پیامدهای مثبت و منفی عملکرد شغلی قرار گیرد [2]. عوامل منفی اصلی شامل فرسودگی شغلی، خستگی از شفقت و آسیب استرس تروماتیک ثانویه است، در‌حالی‌که رضایت شغلی را می‌توان به‌عنوان یک موضوع مثبت مرتبط با کار در نظر گرفت که می‌تواند بر کیفیت زندگی درمانگران تأثیر بگذارد [2، 3].
فرسودگی شغلی در میان روان‌شناسان و روان‌درمانگران مسئله‌ای مهم است و طبق گزارشات پیشین، 20 تا 67 درصد از کادر روان‌درمانگر شاغل را تحت تأثیر قرار می‌دهد [4، 5]. افزایش تجربه علائم فرسودگی شغلی در کادر سلامت روان با پیامدهای ضعیف‌تر مداخلات در بیمار مرتبط است [6]. این پیامدهای منفی شامل افت سطح مراقبت، جابه‌جایی شغل، ایجاد دیدگاه منفی عمومی نسبت به این رشته و انصراف بیماران از ادامه درمان می‌شوند [7، 8]. بر‌اساس گزارش روان‌شناسان شاغل که در مقیاس جهانی انجام می‌شود، میزان خستگی شغلی روان‌شناسان شاغل بیشتر از سایر اعضای کادر بهداشت و درمان گزارش شد [9، 10]. فرسودگی شغلی ممکن است ازطریق کاهش خودکارآمدی بر عملکرد روان‌پزشکان تأثیر بگذارد [11]. فرسودگی شغلی علاوه بر تأثیرات آن بر زندگی حرفه‌ای، ممکن است بر زندگی شخصی و رضایت از زندگی فرد تأثیر بگذارد [2، 12]. علاوه‌بر‌این، رضایت شغلی، عاقبت بیمار، محیط کار، عوامل شخصی و حمایت خانواده از عواملی هستند که ممکن است بر فرسودگی شغلی تأثیر بگذارند [12، 13].
عوامل متعددی بر تجربه و شدت فرسودگی شغلی تأثیر می‌گذارند. این عوامل را می‌توان به عوامل سازمانی، عوامل خدمت‌گیرنده و عوامل شخصی تقسیم‌بندی کرد. از این میان، عوامل شخصی بسیار بیشتر از عوامل سازمانی با فرسودگی شغلی مرتبط است [14]. 
یکی از عوامل شخصی مؤثر بر فرسودگی روانی، خستگی از شفقت به بیمار است. بنا به تعریف، سرخوردگی و خستگی از شفقت در مراقبت از بیماران به شرایطی اطلاق می‌شود که احساس و تجربه کمک به دیگران در افراد مراقبت‌کننده به واسطه مشاهده و روبه‌رو شدن با آسیب و بیماری ویرانگر بیماران تغییر می‌کند و درمانگر با نوعی سرخوردگی در خود مواجه می‌شود [4]. به‌عبارت‌دیگر خستگی از شفقت به بیماران، اثر یا نتیجه عاطفی حوادث آسیب‌زای غیر‌مستقیمی است که به واسطه کمک به افرادی که به‌طور مستقیم و اولیه حوادث آسیب‌زا را تجربه کرده‌اند، به وجود می‌آید [15]. فیگلی در نظریه خود بیان می‌کند که سطح همدلی و همدردی فرد مراقبت‌کننده یک عامل مؤثر در ایجاد خستگی از مراقبت است [16]. علائم اولیه خستگی از شفقت به بیماران می‌تواند شبیه علائم فرسودگی فیزیکی و تنها به‌صورت خستگی جسمانی بروز کند [7، 8]. سایر علائم این وضعیت شامل علائم مشابه سندرم استرس پس از سانحه، عصبی بودن و اضطراب، کج‌خلقی، خلق متغیر، اختلال تمرکز، کاهش اعتماد‌به‌نفس، فاصله گرفتن از دیگران و علائم فیزیکی مانند سردرد و سرگیجه است [7، 8]. خستگی شفقت با رضایت از شفقت مرتبط است و تحت تأثیر فرسودگی شغلی و قرار گرفتن در معرض استرس تروماتیک ثانویه است که از‌جمله عوامل مؤثر بر کیفیت زندگی حرفه‌ای هستند [17].
آسیب استرس تروماتیک ثانویه عامل دیگری است که می‌تواند بر کیفیت زندگی درمانگران تأثیر بگذارد. کادر درمان به‌صورت جانشینی و به‌طور رایج با موقعیت تروماتیک مواجه می‌شوند [9]. مواجهه‌ جانشینی با تروما به معنای مواجهه غیر‌مستقیم با حادثه آسیب‌زاست [14]. این مواجهه غیرمستقیم می‌تواند پیامدهای روانی مثبت و منفی داشته باشد که یکی از این پیامدها آسیب استرس تروماتیک ثانویه است که به‌عنوان یک خطر شغلی برای افرادی که مراقبت از قربانیان حوادث تروماتیک را برعهده دارند، شناخته می‌شود. علائم آسیب استرس تروماتیک ثانویه مشابه علائم استرس پس از سانحه است، اما به‌علت تجربه جانشینی و غیر‌مستقیم رویداد تروماتیک، پیامد روانی مثبت آن استرس پس از سانحه جانشینی است که به‌عنوان پیامد روان‌شناختی مثبت مواجهه جانشینی و پیامد غیرمستقیم رویداد تروماتیک شناخته می‌شود. بنابراین علائم آن شامل تغییرات مثبت در درک از خود، روابط بین‌فردی با دیگران و فلسفه زندگی است [18].
علاوه‌بر‌این، مطالعات پیشین نشان داده‌اند که تفاوت‌های فرهنگی و منطقه‌ای ممکن است به نگرش‌های متفاوتی در مراقبت‌کنندگان و مراجعه‌کنندگان به مراکز مراقبت‌های بهداشتی منجر شود. این عوامل ممکن است به سطوح مختلف فرسودگی شغلی، خستگی از شفقت و آسیب استرس تروماتیک ثانویه در بین ارائه‌دهندگان مراقبت منجر شود [19]. مشهد دومین شهر بزرگ ایران با تنوع مذهبی و فرهنگی خاص است که این شرایط ممکن است به کیفیت زندگی حرفه‌ای متفاوتی در کارکنان بهداشتی و درمانی، به‌ویژه روان‌درمانگران منجر شود. با‌این‌حال عوامل تأثیر‌گذار کیفیت زندگی حرفه‌ای در روان‌درمانگران هنوز به‌خوبی بررسی نشده است و بر روی این عوامل اتفاق نظر وجود ندارد. علاوه‌بر‌این تفاوت‌های اجتماعی، اقتصادی و فرهنگی جوامع مانع تعمیم نتایج مطالعات پیشین به سایر جوامع می‌شود. با‌توجه‌به اینکه مطالعات مشابهی در ایران و به‌خصوص شهر مشهد انجام نشده است، هدف مطالعه حاضر بررسی کیفیت زندگی حرفه‌ای روان‌درمانگران است.

روش 
نوع پژوهش
مطالعه حاضر از نوع مقطعی و توصیفی بوده که در سال 1400 بر روی 184 نفر که با روش نمونه‌گیری دردسترس انتخاب شدند، انجام شد. مطالعه حاضر توسط کمیته اخلاق دانشگاه علوم‌پزشکی مشهد تأیید شد. 
آزمودنی‌ها
جامعه آماری مطالعه حاضر کلیه روان‌شناسان، روان‌پزشکان و مشاوران سطح مشهد بودند که در زمان انجام مطالعه به درمانگری مشغول بوده‌اند. حجم نمونه مورد‌نیاز برای این پژوهش براساس یافته‌های مطالعه محمدی و همکاران که در آن میانگین و انحراف‌معیار متغیر نمره خستگی از شفقت 0/7±3/35 است. با استفاده از از نرم‌افزار PASS نسخه 15 و روش «فاصله اطمینان برای یک میانگین» محاسبه شد که حجم نمونه ۱۴۹ نفر محاسبه شد. حجم نمونه با احتساب ۲۳ درصد ریزش نمونه به ۱۸۴ نفر افزایش یافت [20]. معیار‌های ورود به مطالعه شامل کلیه روان‌شناسان، روان‌پزشکان و مشاوران سطح مشهد که به کار درمانگری مشغول بوده‌اند و معیار‌های خروج از مطالعه شامل ناقص پر کردن پرسش‌نامه‌ها، وجود الگوی خاص در پاسخ‌دهی به سؤالات، انتخاب بیش از 2 گزینه در بیش از 5 سؤال بود.
ابزار پژوهش
روش جمع‌آوری داده در مطالعه حاضر پرسش‌نامه بود. پرسش‌نامه شامل اطلاعات جمعیت‌شناختی مانند سن و جنس، اطلاعات شغلی مانند نوع استخدام (قراردادی، رسمی یا طرحی) و رویکرد کاری ( درمان شناختی رفتاری، تحلیلی، خانواده‌درمانی و وجودی) و همچنین پرسش‌نامه کیفیت زندگی حرفه‌ای استام (۲۰۰۹) بود. 
نسخه پنجم پرسش‌نامه کیفیت زندگی حرفه‌ای استام (۲۰۰۹) دارای۳۰ سؤال و 3 مؤلفه رضایت ناشی از شفقت، آسیب استرس تروماتیک ثانوی و فرسودگی شغلی است (هر مؤلفه ۱۰ سؤال) که 3 نمره متمایز را دربر دارد [21]. سؤالات این پرسش‌نامه براساس طیف لیکرت 5 درجه‌ای پاسخ داده می‌شوند. از 3 زیر‌مقیاس نام‌برده‌شده، فرسودگی شغلی و استرس ثانویه حادثه مستقیماً محاسبه می‌شود و مقیاس خستگی از شفقت از جمع 2 زیر‌مقیاس فرسودگی شغلی و استرس ثانویه حادثه به دست می‌آید. نقاط برش برای این 3 مؤلفه در این پرسش‌نامه، 22 و 42 هستند. به این معنا که در هر مؤلفه نمره پایین‌تر از 22 به معنی سطح پایین، نمره بین 22 و 42 به معنی سطح متوسط و نمره بالاتر از 42 به معنی سطح بالای آن مؤلفه به حساب می‌آیند. ضریب پایایی 3 زیر‌مقیاس رضایت ناشی از شفقت، استرس آسیب‌زای ثانویه و فرسودگی شغلی به‌ترتیب 0/88، 0/81 و 0/75 و روایی آن نیز مطلوب گزارش شده است. در پژوهش محمدی و همکاران آلفای کرونباخ محاسبه‌شده برای هر زیر‌مقیاس به‌ترتیب 0/754 ،0/782، و 0/731 گزارش شده است [20]. 
روش اجرای پژوهش
اطلاع‌رسانی درخصصوص پژوهش، اهداف و شرایط شرکت در آن از‌طریق ارسال ایمیل و پیام‌های دعوت به همکاری در بستر‌های فضای مجازی انجام شد. روان‌درمانگرانی که در زمان انجام پژوهش در شهرستان مشهد مشغول به کار بودند (براساس خود‌اظهاری) از‌طریق لینک ارسال‌شده در دعوت‌نامه‌ها اقدام به تکمیل پرسش‌نامه‌ها کردند. از شرکت‌کنندگان خواسته شد پرسش‌نامه را برای افراد و گروه‌های دیگر ارسال نکنند.
شیوه تحلیل داده‌ها
تجزیه‌و‌تحلیل آماری داده‌ها با استفاده از نرم‌افزار آماری SPSS نسخه 21 انجام شد. توزیع فراوانی متغیر‌های کمی با استفاده از آزمون کولموگروف-‌اسمیرنوف بررسی شد. متغیر‌های کمی با استفاده از میانگین و انحراف معیار توصیف شدند. با‌توجه‌به رتبه‌ای بودن سطح مؤلفه‌های پرسش‌نامه کیفیت زندگی حرفه‌ای مقایسه سطوح این مؤلفه‌ها بین گروه‌های مورد‌مطالعه با استفاده از آزمون‌های آماری من‌ویتنی (برای متغیرها با 2 زیر‌گروه) و کروسکال‌والیس (برای متغیر‌ها با بیش از 2 زیر‌گروه) انجام شد. متغیر‌های کیفی با استفاده از فراوانی و درصد بیان شدند و برای مقایسه طرح توزیع آن‌ها بین گروه‌های مورد‌مطالعه از آزمون مجذور کای استفاده شد. ارتباط بین متغیر‌های کمی با استفاده از ضریب همبستگی اسپیرمن بررسی شد. سطح معناداری در این مطالعه 0/05>P در نظر گرفته شد. 

یافته‌ها
در این مطالعه ۱۸۴ روان‌درمانگر شاغل در شهر مشهد شامل ۹۱ مرد (۴۹/5 درصد) و ۹۳ زن (۵۰/5 درصد) مورد مطالعه قرار گرفتند. میانگین سنی کل افراد مورد‌مطالعه 7/6±۳۷/4 سال (محدوده ۲۵ تا ۶۸ سال) بود. همچنین میانگین سنی زنان مورد مطالعه 7/4±۳۷/3 و میانگین سنی مردان ۹/±۳۷/6 بود که تفاوت معنا‌داری با هم نداشتند. همچنین ۴۶/7 درصد (۸۶ نفر) استخدام قراردادی، ۳۵/9 درصد (۶۶ نفر) استخدام رسمی و ۱۷/4 درصد (۳۲ نفر) استخدام طرح بودند. میانگین سابقه کاری این روان‌درمانگران نیز ۶/۶±6/5 سال بوده است. 
جدول شماره ۱ فراوانی سطوح 3 زیر‌مقیاس اصلی و مقیاس خستگی از شفقت را نشان می‌دهد. براساس نتایج این جدول درصد کمی از درمانگران مورد‌بررسی رضایت از شفقت بالایی داشتند. این در حالی است که ۷۳/4 درصد رضایت متوسطی از شفقت داشتند. در بُعد فرسودگی شغلی نیز ۵۸/2 درصد درمانگران فرسودگی شغلی پایین و 3/8 درصد فرسودگی شغلی متوسطی داشتند. از حیث استرس تروماتیک ثانویه به‌ترتیب 7/1 و ۳/۳ درصد از درمانگران سطح بالا و بسیار بالایی از استرس تروماتیک ثانویه را داشتند. همچنین در ۴۶/2 درصد استرس تروماتیک ثانویه در سطح متوسط قرار داشت. علاوه‌بر‌این ۵۹/2 درصد روان‌درمانگران سطح خستگی از شفقت بسیار پایین، ۳۷ درصد سطح خستگی از شفقت پایین داشتند. 



جدول شماره ۲ همبستگی بین رضایت از شفقت، فرسودگی شغلی، استرس تروماتیک ثانویه و خستگی از شفقت در روان‌درمانگران را با استفاده از ضریب همبستگی اسپیرمن نشان می‌دهد. براساس نتایج این جدول با افزایش فرسودگی شغلی، استرس تروماتیک ثانویه و خستگی از شفقت به‌طور معنا‌داری افزایش و رضایت از شفقت به‌طور معنا‌داری کاهش یافت (0/۰۰۱>P). همچنین با افزایش استرس تروماتیک ثانویه و خستگی از شفقت، رضایت از شفقت به‌طور معنا‌داری کاهش یافت (0/۰۰۱>P).



جدول شماره ۳ ارتباط رضایت از شفقت، فرسودگی شغلی، استرس تروماتیک ثانویه و خستگی از شفقت با جنسیت (با استفاده از آزمون من‌ویتنی) و رویکرد کاری (با استفاده از آزمون کروسکال‌والیس) در روان‌درمانگران مشهد را براساس ضریب همبستگی اسپیرمن نشان می‌دهد. براساس این جدول، سطوح متوسط و بالای میزان رضایت از شفقت و استرس تروماتیک ثانویه در مردان کمتر از زنان بود. با‌وجود‌این ارتباط معناداری بین سطح رضایت از شفقت، فرسودگی شغلی، استرس تروماتیک ثانویه و خستگی از شفقت در روان‌درمانگران مشهد با جنسیت دیده نشد (P<0/05).



برای بررسی ارتباط رضایت از شفقت، فرسودگی شغلی، استرس تروماتیک ثانویه و خستگی از شفقت در روان‌درمانگران مشهد با سن و سابقه کاری آن‌ها از ضریب همبستگی اسپیرمن استفاده شد. براین‌اساس سن با رضایت از شفقت رابطه‌ مستقیم و معنا‌داری داشت (r=0/254 و P<0/001). به این صورت که با افزایش سن روان‌درمانگران، رضایت از شفقت آن‌ها نیز افزایش معنی‌داری داشت (تصویر شماره 1).



همچنین سابقه کاری با خستگی از شفقت رابطه معکوس و معنادار داشت (r=0/146 و P=0/048). به این صورت که با افزایش سابقه کاری روان‌درمانگران، خستگی از شفقت آن‌ها کاهش معنا‌داری داشت (تصویر شماره 2).



جدول شماره 4 ارتباط رضایت از شفقت، فرسودگی شغلی، استرس تروماتیک ثانویه و خستگی از شفقت با نوع استخدام و کار در حیطه دانشگاهی در روان‌درمانگران مشهد (با استفاده از ضریب همبستگی اسپیرمن) را نشان می‌دهد. براساس این جدول، ارتباط معنا‌داری بین سطح رضایت از شفقت، فرسودگی شغلی، استرس تروماتیک ثانویه و خستگی از شفقت در روان‌درمانگران مشهد با نوع استخدام و کار در حیطه دانشگاهی وجود نداشت (P>0/05)



بحث
نتایج مطالعه حاضر نشان داد میزان رضایت از شفقت در اکثر درمانگران در حد متوسط و میزان فرسودگی شغلی، استرس تروماتیک ثانویه در اکثر درمانگران مورد‌مطالعه متوسط تا پایین و میزان خستگی از شفقت در اکثر شرکت‌کنندگان بسیار پایین بود. در مطالعه‌ای که بر روی 240 روان‌درمانگر در کشور کانادا انجام شد، میزان فرسودگی شغلی عاطفی در 20 درصد شرکت‌کنندگان گزارش شد و در 10 درصد از شرکت‌کنندگان میزان افسردگی روانی از کار گزارش شد که بسیار بالاتر از مقادیر گزارش‌شده در مطالعه حاضر بود [22]. باوجوداین، در مطالعه‌ای که بر روی 327 روان‌درمانگر در کشور سوئد انجام شد، بیش از 50 درصد شرکت‌کنندگان فرسودگی شغلی در حد متوسط داشتند که با یافته‌های مطالعه حاضر همسو بود. علاوه‌بر تفاوت در حجم نمونه و آزمودنی‌ها، تناقض یافته‌های مطالعات یادشده می‌تواند نشان‌دهنده تأثیر سایر عوامل اجتماعی و کاری (شامل فشار کاری، تعداد بیماران و نوع بیماری) بر میزان افسردگی شغلی و کیفیت زندگی روان‌درمانگران باشد. این یافته می‌تواند هدف از اجرای این مطالعه را در روان‌درمانگران ایرانی که تفاوت زیادی از‌نظر فرهنگ، خصوصیات فردی و کاری با جوامع غربی دارند را توجیه کند.
در مطالعه مروری که در سال 2022 انجام شد، علت فرسودگی شغلی و عدم رضایت شغلی در روان‌درمانگران به مقوله‌های فردی (عدم نیل به انتظارات فردی و عدم رسیدن به پاسخ درمانی موردانتظار) و ارتباط با بیمار (ارتباط عاطفی یک‌طرفه با بیمار در راستای ارائه همدلی) مرتبط بود [23]. بر‌این‌اساس می‌توان این‌گونه برداشت کرد که در مطالعه حاضر روان‌درمانگران با کاهش درگیر کردن احساسی خود با مراجعین، سطح رضایت شغلی و کیفیت زندگی خود را در وضعیت مطلوب‌تری حفظ کرده‌اند. این نتیجه‌گیری با یافته‌های مطالعه حاضر مبنی بر ارتباط مثبت و معنادار فرسودگی شغلی با استرس تروماتیک ثانویه و خستگی از شفقت و ارتباط خستگی از شفقت با استرس تروماتیک ثانویه هم‌خوانی داشت.
مطالعه حاضر همچنین نشان داد ارتباط معنادار و معکوسی بین رضایت از شفقت و فرسودگی شغلی، استرس تروماتیک ثانویه و خستگی از شفقت در بین درمانگران مورد‌مطالعه وجود داشت. این یافته با یافته‌های مطالعه گذشته که نشان‌دهنده ارتباط معکوس بین رضایت شفقت و جنبه‌های مختلف کیفیت زندگی بود، همسو بود [24]. این یافته می‌تواند نشان‌دهنده فرایند تأثیر فرسودگی شغلی بر کیفیت زندگی در روان‌درمانگران باشد. به این صورت که فرسودگی شغلی هم به‌صورت مستقیم و هم غیر‌مستقیم از‌طریق کاهش رضایت از شفقت بر کیفیت زندگی شغلی تأثیر می‌گذارد. 
مطالعه حاضر همچنین نشان داد بین جنسیت، رویکرد کاری و نوع استخدام، سن و سابقه کاری روان‌درمانگران در این مطالعه و رضایت ازشفقت، فرسودگی شغلی، استرس تروماتیک ثانویه و خستگی از شفقت ارتباط معناداری وجود نداشت که با یافته‌های مطالعه اسپاناگارد و همکاران که بر روی 327 روان‌درمانگر در کشور سوئد انجام شد، هم‌خوانی داشت. با‌این‌حال نتایج مطالعه حاضر با نتایج مطالعات پیشین که حاکی از ارتباط معنادار رویکرد کاری، سن و نوع استخدام با کیفیت زندگی بود، مغایرت داشت [24-26]. تحقیقات قبلی نشان داده است که تفاوت‌های جنسیتی در فرسودگی شغلی می‌تواند به دلیل تفاوت‌های محیط کاری بالینی روان‌درمانگران زن و مرد باشد [24]. با‌توجه‌به اینکه در مطالعه حاضر اختلاف معناداری در خصوصیات جمعیت‌شناختی و ویژگی‌های کاری بین زن و مرد وجود نداشت، می‌توان این‌گونه فرض کرد که اثر جنسیت در مطالعه حاضر حذف شده است. سایر علل این تفاوت می‌تواند مربوط به تفاوت حجم نمونه و ابزار‌های بررسی متغیر‌های کیفیت زندگی و رضایت شغلی بین مطالعه حاضر و مطالعه یادشده باشد. بنابراین توصیه می‌شود مطالعات آینده با جمعیت بیشتر و براساس نمونه‌بندی خوشه‌ای به‌منظور تأثیر انتخاب شغلی و جنسیت بر کیفیت زندگی روان‌درمانگران انجام شود.

نتیجه‌گیری
یافته‌های مطالعه حاضر نشان داد روان‌درمانگران شاغل در شهر مشهد از رضایت از شفقت متوسطی برخوردار بودند. فرسودگی شغلی با افزایش استرس تروماتیک ثانویه و خستگی از شفقت ارتباط مستقیم و با رضایت از شفقت ارتباط معکوس داشت. بنابراین می‌توان این‌گونه نتیجه‌گیری کرد که در روان‌درمانگران مورد‌مطالعه، ارزش پیش‌گویی‌کننده عوامل پیش‌گفت به نسبت عوامل شغلی، مانند رویکرد درمانی و نوع استخدام پر‌رنگ‌تر بود. با‌این‌حال نیاز به مطالعات بیشتر با حجم نمونه و روش کار مناسب وجود دارد. از سوی دیگر یافته‌های این مطالعه می‌تواند به طراحی مداخلات جهت کاهش فرسودگی شغلی در روان‌درمانگران با تمرکز بر استرس ثانویه حادثه و خستگی از شفقت کمک کند.
یکی از محدودیت‌های این مطالعه مربوط به تعداد کم زیر‌گروه‌ها در برخی متغیرها بود که ما را از انجام تحلیل فرعی بازداشت. یکی دیگر از محدودیت‌های این پژوهش، نابرابری و عدم وجود برخی رویکردهای کاری در بین شرکت‌کنندگان از‌جمله گروه درمانی بود که ناشی از روش نمونه‌گیری بود. بنابراین توصیه می‌شود در مطالعات آتی از روش نمونه‌گیری طبقه‌بندی‌شده جهت بررسی دقیق‌تر و مقایسه زیر‌گروه‌های شغلی استفاده شود.

ملاحظات اخلاقی

پیروی از اصول اخلاق پژوهش
روان‌درمانگران با رضایت آگاهانه در پژوهش شرکت کردند. اطلاعات آن‌ها محرمانه نگه داشته شد. این مطالعه در کمیته اخلاق دانشگاه علوم‌پزشکی مشهد با کدIR.MUMS.MEDICAL.REC.1400.401 ثبت شده است.

حامی مالی
منابع مالی ین پژوهش دانشگاه علوم‌پزشکی مشهد بوده است.

مشارکت نویسندگان
مفهوم‌سازی و روش‌شناسی: نفیسه نوری سیاهدشت، علیرضا جاودانی اصل؛ تجزیه‌و‌تحلیل داده‌ها: سعیده حاجبی خانیکی؛ ویرایش و نقد و بررسی: نگار اصغری‌پور.

تعارض منافع
بنابر اظهار نویسندگان این مقاله تعارض منافع ندارد.

تشکر و قدردانی
این پژوهش در کمیته اخلاق در پژوهش‌های زیست‌پزشکی دانشگاه علوم‌پزشکی مشهد ثبت شده است. بدین‌وسیله از دانشگاه علوم‌پزشکی مشهد قدردانی می‌شود. 


 

1. Houck D. Helping nurses cope with grief and compassion fatigue: An educational intervention. Clinical Journal of Oncology Nursing. 2014; 18(4):454-8. [DOI:10.1188/14.CJON.454-458] [PMID]
2. Sansó N, Galiana L, Oliver A, Tomás-Salvá M, Vidal-Blanco G. Predicting professional quality of life and life satisfaction in Spanish nurses: A cross-sectional study. International Journal of Environmental Research and Public Health. 2020; 17(12):4366. [DOI:10.3390/ijerph17124366] [PMID] [PMCID]
3. Farber DJE, Payton DC, Dorney DP. Life balance and professional quality of life among baccalaureate nurse faculty. Journal of Professional Nursing. 2020; 36(6):587-94. [DOI:10.1016/j.profnurs.2020.08.010] [PMID]
4. Joinson C. Coping with compassion fatigue. Nursing. 1992; 22(4):116-20. [DOI:10.1097/00152193-199204000-00035] [PMID]
5. Xie W, Chen L, Feng F, Okoli CTC, Tang P, Zeng L, et al. The prevalence of compassion satisfaction and compassion fatigue among nurses: A systematic review and meta-analysis. International Journal of Nursing Studies. 2021; 120:103973.[DOI:10.1016/j.ijnurstu.2021.103973] [PMID]
6. Mottaghi S, Poursheikhali H, Shameli L. Empathy, compassion fatigue, guilt and secondary traumatic stress in nurses. Nursing Ethics. 2020; 27(2):494-504.[DOI:10.1177/0969733019851548] [PMID]
7. Singer J, Cummings C, Boekankamp D, Hisaka R, Benuto LT. Compassion satisfaction, compassion fatigue, and burnout: A replication study with victim advocates. Journal of Social Service Research. 2020; 46(3):313-9. [DOI:10.1080/01488376.2018.1561595]
8. Jimenez RR, Andersen S, Song H, Townsend C. Vicarious trauma in mental health care providers. Journal of Interprofessional Education & Practice. 2021; 24:100451. [DOI:10.1016/j.xjep.2021.100451]
9. Lee J, Daffern M, Ogloff JR, Martin T. Towards a model for understanding the development of post-traumatic stress and general distress in mental health nurses. International Journal of Mental Health Nursing. 2015; 24(1):49-58. [DOI:10.1111/inm.12097] [PMID]
10. Tununu AF, Martin P. Prevalence of burnout among nurses working at a psychiatric hospital in the Western Cape. Curationis. 2020; 43(1):e1-7. [DOI:10.4102/curationis.v43i1.2117] [PMID] [PMCID]
11. Lim S, Song Y, Nam Y, Lee Y, Kim D. Moderating effect of burnout on the relationship between self-efficacy and job performance among psychiatric nurses for COVID-19 in national hospitals. Medicina. 2022; 58(2):171. [DOI:10.3390/medicina58020171] [PMID] [PMCID]
12. Jin R. Job satisfaction and burnout of psychiatric nurses during the COVID-19 pandemic in China-the moderation of family support. Frontiers in Psychology. 2022; 13:1006518. [DOI:10.3389/fpsyg.2022.1006518] [PMID] [PMCID]
13. Yang Y, Hayes JA. Causes and consequences of burnout among mental health professionals: A practice-oriented review of recent empirical literature. Psychotherapy. 2020; 57(3):426-36. [DOI:10.1037/pst0000317] [PMID]
14. Manning-Jones SF. Vicarious traumatic exposure among New Zealand health professionals: An exploration of coping strategies and vicarious posttraumatic growth [PhD Thesis]. Wellington: Massey University; 2016. [Link]
15. Figley CR. Compassion fatigue: Psychotherapists' chronic lack of self care. Journal of Clinical Psychology. 2002; 58(11):1433-41. [DOI:10.1002/jclp.10090] [PMID]
16. Figley CR. Treating compassion fatigue. New York: Routledge; 2002. [Link]
17. Khamisa N, Peltzer K, Ilic D, Oldenburg B. Work related stress, burnout, job satisfaction and general health of nurses: A follow-up study. International Journal of Nursing Practice. 2016; 22(6):538-45. [DOI:10.1111/ijn.12455] [PMID]
18. Măirean C. Emotion regulation strategies, secondary traumatic stress, and compassion satisfaction in healthcare providers.The Journal of Psychology. 2016; 150(8):961-75. [DOI:10.1080/00223980.2016.1225659] [PMID]
19. Sales JM, Piper K, Riddick C, Getachew B, Colasanti J, Kalokhe A. Low provider and staff self-care in a large safety-net HIV clinic in the Southern United States: Implications for the adoption of trauma-informed care. Sage Open Medicine. 2019; 7:2050312119871417. [DOI:10.1177/2050312119871417] [PMID] [PMCID]
20. Mohammadi S, Borhani F, Roshanzadeh M. [Investigating the level of compassion for patients in special care nurses (Persian)]. Iranian Journal of Medical Ethics and History of Medicine. 2015; 7(3):26-35. [Link]
21. Stamm BH. The ProQOL manual: The professional quality of life scale: Compassion satisfaction, burnout & compassion fatigue/secondary trauma scales. Baltimore: Sidran Press; 2005. [Link]
22. Beaumont E, Durkin M, Hollins Martin CJ, Carson J. Measuring relationships between self-compassion, compassion fatigue, burnout and well-being in student counsellors and student cognitive behavioural psychotherapists: A quantitative survey. Counselling and Psychotherapy Research. 2016; 16(1):15-23. [DOI:10.1002/capr.12054]
23. Davies SM, Sriskandarajah S, Staneva AS, Boulton HCM, Roberts C, Shaw SH, et al. Factors influencing ‘burn-out’in newly qualified counsellors and psychotherapists: A cross-cultural, critical review of the literature. Counselling and Psychotherapy Research. 2022; 22(1):64-73. [DOI:10.1002/capr.12485]
24. Spännargård Å, Fagernäs S, Alfonsson S. Self-perceived clinical competence, gender and workplace setting predict burnout among psychotherapists. Counselling and Psychotherapy Research. 2022; 23(2):469-77. [DOI:10.1002/capr.12532]
25. Laverdière O, Kealy D, Ogrodniczuk JS, Chamberland S, Descôteaux J. Psychotherapists’ professional quality of life. Traumatology. 2019; 25(3):208-15. [DOI:10.1037/trm0000177]
26. Demisch AM, Kuchinke L. Do the relationships between age and the personality of psychotherapists differ from expected trajectories? A cross-sectional study. Counselling and Psychotherapy Research. 2022; 22(4):970-81. [DOI:10.1002/capr.12529]