نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 استادیار گروه مشاوره، دانشکدۀ علوم تربیتی و روان شناسی، مؤسسۀ آموزش عالی صفاهان، اصفهان، ایران
2 استادیار گروه مشاوره، دانشکدۀ روان شناسی و علوم تربیتی، دانشگاه تهران، تهران، ایران
3 دانشجوی کارشناسی ارشد، گروه روان‌شناسی، دانشکدۀ علوم تربیتی و روان‌شناسی، مؤسسۀ آموزش عالی صفاهان، اصفهان، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
The present study aimed to examine the mediating role of job crafting in the relationship between self-compassion and workplace compassion with teachers’ psychological well-being. The statistical population of the study consisted of all teachers working in the city of Isfahan during the 2024–2025 academic year. A total of 465 participants were selected using convenience sampling. The research instruments included the Psychological Well-Being Scale, the Self-Compassion Questionnaire, the Multidimensional Workplace Compassion Scale, and the Job Crafting Questionnaire. The findings indicated that job crafting plays a partial mediating role in the relationship between self-compassion and teachers’ psychological well-being, while it functions as a full mediator in the relationship between workplace compassion and psychological well-being. These results suggest that by enhancing compassion and actively reshaping their meaning of work, job tasks and work-related relationships, teachers can experience higher levels of psychological well-being. Furthermore, the findings provide a valuable foundation for designing psychological well-being interventions based on self-compassion, workplace compassion, and job crafting.
Introduction*
Teaching is widely recognized as a demanding and stressful occupation, as teachers must fulfill responsibilities and respond to diverse job demands. Insufficient resources may impose occupational pressures and adversely affect teachers’ mental health and psychological well-being (Espinoza-Díaz et al., 2023; Peral & Geldenhuys, 2016). Psychological well-being encompasses self-attitudes, autonomy, behavioral regulation, meaningful engagement, and personal growth (Ryff, 2020, 2022; Yudiani et al., 2025). It is associated with professional functioning, life satisfaction, quality of life, and flourishing (Ahmed & Malik, 2019; Kurt & Demirbolat, 2019; Seligman et al., 2011).
Compassion, self-compassion and workplace compassion, may represent resources for teachers. Self-compassion involves responding to suffering with kindness, recognizing shared humanity, and maintaining mindful awareness (Neff, 2016), whereas workplace compassion involves recognizing and responding to others’ suffering (Dutton et al., 2006, 2014; Kanov et al., 2004). Both forms may facilitate job crafting, defined as changes in tasks, relationships, and perceptions of work (Wrzesniewski & Dutton, 2001), which may enhance well-being (Araújo et al., 2022; Slemp et al., 2015). Using the Job Demands–Resources model (Bakker & Demerouti, 2017), this study examines whether job crafting mediates the relationships of self-compassion and workplace compassion with psychological well-being among Iranian teachers, addressing a research gap.
Method
This quantitative study utilized a descriptive-correlational Structural Equation Modeling (SEM) design. The statistical population comprised all teachers in Isfahan during the 2024–2025 academic year. A sample of 465 teachers was selected using convenience sampling. Data were collected using four standardized self-report instruments: the Psychological Well-Being Scale (Ryff & Keyes, 1995), the Self-Compassion Scale (Neff, 2003), the Multidimensional Workplace Compassion Scale (Mandalia & Pandey, 2023), and the Job Crafting Scale (Slemp & Vella-Brodrick, 2013). Regarding procedure and analysis, data were gathered directly from schools following official approval from the General Directorate of Education of Isfahan Province, and statistical analyses were performed using SPSS-27 and Amos-24.
Results
Table 1
Correlation Coefficient
Variable
1
2
3
4
1-compassion in work place
1
2-self-compassion
0.014
1
3-job crafting
0.283**
0.291**
1
4-psychological well-being
0.062
0.535**
0.37**
1
Table 2
Indirect Path Coefficients for the Mediating Role of Job Crafting between Self-Compassion, Compassion at Work, and Psychological Well-Being Using the Bootstrapping Method
`
Path
β
SE
CR
Bootstep confidence interval
p
result
Lower bound
Upper bound
Self-Compassion → Job Crafting → Psychological Well-Being
0.069
0.029
2.379
0.014
0.127
0.021
confirmed
Compassion at Work → Job Crafting → Psychological Well-Being
0.198
0.037
5.351
0.133
0.279
0.001
Confirmed
The results of the measurement model indicated satisfactory reliability and convergent validity for all study constructs. Cronbach’s alpha coefficients ranged from 0.737 to 0.854, composite reliability coefficients ranged from 0.782 to 0.849, and the average variance extracted (AVE) values ranged from 0.683 to 0.807, supporting the adequacy of the measurement models. Confirmatory factor analysis further supported the factorial structure of psychological well-being, self-compassion, workplace compassion, and job crafting. However, the dimensions of purpose in life, autonomy, common humanity, and mindfulness were excluded from the final measurement model because of their insufficient factor loadings.
The structural model demonstrated an acceptable overall fit to the empirical data (χ²/df = 3.277, RMSEA = 0.071, GFI = 0.931, AGFI = 0.898, CFI = 0.935, TLI = 0.915, and IFI = 0.935). The direct effects indicated that self-compassion was positively and significantly associated with psychological well-being (β = 0.498, p = 0.001) and job crafting (β = 0.148, p = 0.028). Job crafting was also positively and significantly associated with psychological well-being (β = 0.465, p = 0.001). Similarly, workplace compassion demonstrated a significant positive association with job crafting (β = 0.427, p = 0.001); however, its direct association with psychological well-being was not statistically significant (β = −0.027, p = 0.662).
The mediation analysis revealed a significant indirect effect of self-compassion on psychological well-being through job crafting (β = 0.069, p = 0.021, 95% CI [0.014, 0.127]). A significant indirect effect was also found for workplace compassion on psychological well-being through job crafting (β = 0.198, p = 0.001, 95% CI [0.133, 0.279]). Taken together, these findings indicate that job crafting partially mediates the relationship between self-compassion and psychological well-being, whereas it fully mediates the relationship between workplace compassion and psychological well-being.
Conclusion
The present study examined the relationships between self-compassion, workplace compassion, and psychological well-being through the mediating role of job crafting among teachers. Findings showed that job crafting fully mediated the relationship between workplace compassion and psychological well-being, while partially mediating the relationship between self-compassion and psychological well-being. These findings suggest that compassion may enhance teachers’ psychological well-being not only through direct effects but also by enabling teachers to translate psychological and social resources into proactive changes in their work.
The findings are consistent with previous evidence linking compassion with psychological well-being (Felder et al., 2016; Homan, 2016; López et al., 2018; Mendes et al., 2023; Sun et al., 2016), as well as research connecting job crafting with compassion (Choi & Ko, 2024; Ko, 2019) and psychological well-being (Yepes-Baldó et al., 2018; Zheng et al., 2024). Workplace compassion may foster supportive interpersonal relationships, psychological safety, and a sense of being valued, thereby providing resources that encourage teachers to proactively redesign their work. By modifying tasks, relationships, and perceptions of work, teachers may achieve greater alignment between professional roles and personal values, increasing meaningfulness, efficacy, and well-being.
The partial mediation of self-compassion indicates that it may influence well-being through both direct and indirect pathways. Self-compassion can reduce self-criticism and support mindful, accepting responses to occupational difficulties, preserving emotional resources for proactive job redesign. From the Job Demands–Resources perspective (Bakker & Demerouti, 2017), personal and workplace resources may promote well-being partly by facilitating job crafting. Thus, job crafting may represent a mechanism through which available resources are transformed into positive occupational outcomes.
Practically, interventions should strengthen self-compassion, compassionate workplace climates, and teachers’ job-crafting skills. However, the cross-sectional design limits causal inference, and the Isfahan-based sample restricts generalizability. Future longitudinal and culturally sensitive studies should examine diverse educational contexts and test-moderated mediation models.
Ethical Considerations
All ethical principles regarding human subjects were strictly observed.
Compliance with Ethical Guidelines: This study was approved by University of Isfahan Ethics Committee (ethics code: IR.UI.REC. 1405.018). All ethical principles involving human participants were observed in this study. Participation was voluntary, informed consent was obtained from all participants, and the confidentiality and anonymity of the collected data were ensured.
Authors’ Contributions: The first author contributed to the conceptualization, study design, methodology, data collection, statistical analysis, and drafting or critical revision of the manuscript. The second author contributed to writing the initial draft as well as drafting or critical revision of the manuscript. The third author contributed to data collection. All authors read and approved the final manuscript.
Conflict of Interest: This research received no specific grant from any funding agency in the public, commercial, or not-profit sectors.
Funding: This research received no specific grant or financial support from any funding agency in the public, commercial, or non-profit sectors.
Acknowledgments: The authors express their sincere appreciation and gratitude to all the school teachers in Isfahan who generously participated and assisted in completing the research questionnaires.
*. Corresponding author
کلیدواژه‌ها [English]
معلمی شغلی پرمشغله و استرس‌‌زاست؛ زیرا معلمان بر اساس وظایف مختلفشان باید انتظارات شغلی مختلفی را برآورده کنند. فقدان منابع در برآوردن الزامات عمومی ممکن است مشکلات زیادی را به معلمان تحمیل کند (Peral & Geldenhuys, 2016) و مشکلات شغلی ممکن است سلامت روان و یکی از مهم‌ترین شاخص‌های آن، یعنی بهزیستی روان‌شناختی[1]، آنها را تحت تأثیر قرار دهد (Espinoza-Díaz et al., 2023). بهزیستی روان‌شناختی عملکرد روان‌شناختی فرد است (Yudiani et al., 2025) که از طریق مؤلفه‌هایی همچون داشتن نگرش‌های مثبت دربارۀ خود و دیگران، توانمندی برای تصمیم‌گیری، تنظیم رفتار، آفرینش یک محیط سازگار بر اساس نیازها، لذت‌بردن از زندگی پرمعنا و تلاش برای رشد دیگران تعریف می‌شود (Ryff, 2022; Ryff et al., 2020). مطالعات نشان داده‌اند بهزیستی روان‌شناختی نقشی برجسته در توسعۀ عملکرد معلمان و همچنین مولدبودن در سازمان، رضایت از زندگی و کیفیت زندگی دارد (Ahmed & Malik, 2019; Kurt & Demirbolat, 2019; Bardach et al., 2022 ) و می‌تواند در شکوفایی افراد نقش داشته باشد (Seligman, 2011).
در همین راستا، مروری بر پژوهش‌های منتشرشده درسال‌های اخیر نشان میدهد یکی از خطوط پژوهشی پراستقبال در حوزۀ سلامت روان و سلامت کارِ معلمان، کشف مدل‌های پیش‌بین بهزیستی روان‌شناختی بر اساس متغیرهای کاری و متغیرهای فردی بوده است. یکی از متغیرهای فردی تأثیرگذار در این زمینه شفقت[2] است (Tarrasch et al., 2020; Wong et al., 2025) که می‌تواند شفقت به خود[3] و شفقت به دیگران را در بر گیرد. پژوهش‌های اولیه در زمینۀ شفقت نشان می‌دهند این پدیده سه فرایند شناسایی (قدردانی از) رنج دیگران، داشتن واکنش همدلی نسبت به رنج آنها و تمایل به کاهش رنجشان را شامل می‌شود (Carr, 1999). نف همچنین خودشفقتورزی را یک ساختار چندوجهی تعریف می‌کند که در سه حوزۀ شناختی، هیجانی و توجه در مواجهه با رنج قابل شناسایی است. منظور از شفقت در این سه حوزه، نحوۀ مواجهۀ فرد با موقعیت‌های رنج‌آور است؛ به این معنا که فرد از نظر هیجانی، در برابر رنج خود با مهربانی و پذیرش واکنش میدهد یا خود را قضاوت و سرزنش می‌کند؛ از نظر شناختی، تجربۀ رنج را بخشی از تجربۀ مشترک انسانی تلقی می‌کند یا آن را موجب احساس انزوا و جدایی از دیگران می‌داند؛ و از نظر توجه و آگاهی، با ذهن‌اگاهی و حفظ تعادل در مواجهه با افکار و هیجان‌های خود عمل می‌کند یا به صورت افراطی با این تجربیات همانندسازی می‌کند (Neff, 2016). علاوه بر تأثیرات مثبت فردی، شفقت رفتارهای نوع‌دوستانه را درون یک گروه یا جامعۀ خاص نیز ترویج می‌کند (Gilbert et al., 2019). این گروه یا جامعۀ خاص می‌تواند محیط کاری باشد. شفقت در سطح سازمانی این امکان را فراهم می‌آورد که فعالیت‌ها از طریق ساختارها، فرایندها، شیوه‌ها، ارزش‌ها و روال‌ها به طور جمعی شناسایی و احساس شوند و به دنبال آن، به رویدادهای رنج‌آور واکنش نشان داده شود (Dutton et al., 2006; Kanov et al., 2004; Rynes et al., 2012).
شفقت در محیط کار[4] به فرایندی بین‌فردی در بافت کاری اشاره دارد که توجه و آگاهی نسبت به رنج یا دشواری‌های دیگران در محیط کار، تجربۀ همدلی هیجانی با آن رنج و اقدام گاهانه برای کاهش یا پاسخ‌دادن به آن را در بر می‌گیرد. این مفهوم فراتر از احساس همدردی صرف است و بر رفتارهای حمایتی و پاسخ‌های عملی تأکید دارد (Lilius et al., 2008) و درک همدلانه در آن برجسته است (Dutton et al., 2014). اگرچه پژوهش‌های متعدد به رابطۀ شفقت و بهزیستی اشاره کرده‌اند (Felder et al., 2016; Homan, 2016; López et al, 2018; Mendes et al., 2023; Sun et al., 2016) و همچنین تأثیر شفقت‌درمانی بر بهزیستی روان‌شناختی را نشان داده‌اند (Alimohamadi et al., 2025; Khalaj et al., 2020; Rahmani Shams et al., 2022)، درک مکانیسم‌های این ارتباط ـ به ویژه در محیط‌های شغلی آموزشی ـ نیازمند پژوهش‌های بیشتری است. در این راستا، پژوهشگران دریافتند دگرگونسازی شغلی[5] یکی از پیامدهای شفقت در محیط کار و شفقت به خود است (Araújo et al., 2022; Choi & Ko, 2024; Ko, 2019) که خود به بهزیستی روان‌شناختی منجر می‌شود (Alonso et al., 2019; Slemp & Vella-Brodrick, 2014; Slemp et al., 2015; Tims et al., 2013). دگرگونسازی شغلی سازه‌ای است که به افراد کمک می‌کند با شفقت شغلشان را شخصی‌سازی کنند (Ko, 2019). دگرگونسازی شغلی فرایندی است که به معلمان کمک می‌کند تا در شغل خود تجدیدنظر و آن را باز طراحی کنند و در نتیجه، مشاغل خود را بهینه کنند و شغلی جذاب، رضایت بخش و معنادار را تجربه کنند (Petrou et al., 2018). دگرگونسازی شغلی در سه حیطه به افراد کمک می‌کند تا شغلشان را بازطراحی کنند: کارکنان ممکن است جنبه‌هایی از شغل خود را تغییر دهند که با وظایف آنها مرتبط است، کارمندان ممکن است نسبت به تغییر روابط کاری خود اقدام کنند، و در نهایت، می‌توانند درک خود از جنبه‌های شغلی را با هدف افزایش معنای شغل مورد بازنگری قرار دهند (Wrzesniewski & Dutton, 2001). بر اساس مطالعات انجام‌شده، فرایندهای دگرگونسازی شغلی می‌توانند روی بهزیستی تأثیر بگذارند (Yepes-Baldó et al., 2018; Zheng et al., 2024 ) که این امر ممکن است به دلیل افزایش عاملیت کارکنان در ارتباط با جنبه‌های ارتباطی، شناختی و وظایف شغلشان باشد. در واقع، دگرگونسازی شغلی یک منبع انگیزشی است که به افراد کمک می‌کند تا منابع و تقاضاهای شغلی خود را متناسب با ترجیحات حرفه‌ای‌شان تغییر و این‌گونه بهزیستی خود را ارتقا دهند (Tims & Bakker, 2010). پژوهش‌ها همچنین نشان می‌دهند شفقت در محیط کار از طریق دگرگونسازی شغلی، به ارتقای عملکرد شغلی منجر می‌شود (Choi & Ko, 2024). روابط یادشده به لحاظ نظری می‌تواند توسط نظریۀ منابع-تقاضا[6] مفهوم‌سازی شود. بر اساس این نظریه، پیامدهای روان‌شناختی زندگی کاری کارکنان حاصل روابط متقابل میان تقاضاهای شغلی و منابع در دسترس آنان است. منابع شخصی، مانند خودشفقتورزی، و منابع شغلی، مانند شفقت در محیط کار، ظرفیت افراد را برای مقابله با فشارهای شغلی افزایش می‌دهند و آنان را به استفاده از راهبردهای پیشتازانه مانند دگرگونسازی شغلی ترغیب می‌کنند. در این چارچوب، دگرگونسازی شغلی مکانیسمی است که از طریق آن، کارکنان منابع و تقاضاهای شغلی خود را بازتنظیم می‌کنند و در نتیجه، انگیزش، عملکرد و بهزیستی روان‌شناختی خود را ارتقا می‌دهند (Bakker & Demerouti, 2017; Demerouti et al., 2001). بنابراین، انتظار می‌رود خودشفقتورزی و شفقت در محیط کار نه فقط به طور مستقیم، بلکه از طریق تسهیل دگرگونسازی شغلی نیز با بهزیستی روان‌شناختی معلمان مرتبط باشند.
اهمیت بررسی روابط یادشده از آن روست که مروری بر پژوهش‌های اشاره‌شده نشان میدهد اگرچه روابط دوگانه میان برخی از متغیرها در مطالعات پیشین مورد توجه بوده است، مدلی که به طور هم‌زمان روابط شفقت به خود و شفقت در محیط کار را با بهزیستی روان‌شناختی و از طریق دگرگونسازی شغلی بررسی کند در محدودۀ دسترسی پژوهشگران پژوهش حاضر قرار نداشت؛ این درحالی است که بررسی این مدل می‌تواند به لحاظ نظری و کاربردی جالب باشد.
علاوه بر این، باید توجه داشت که بر اساس نتایج پژوهش‌های پیشین و نظر پژوهشگران، سازه‌های شفقت (Zhang et al., 2023) و دگرگونسازی (Yepes-Baldó et al., 2018) سازه‌های مبتنی بر فرهنگ هستند و ضروری است در هر فرهنگ به طور خاص مطالعه شوند و از این نظر، این پژوهش با در نظر داشتن بهزیستی روان‌شناختی، شفقت در محیط کار، خودشفقتورزی و دگرگونسازی در بافت شغلی معلمان ایرانی می‌تواند ارزشمند تلقی شود. در کنار اهمیت پژوهشی، بیان این نکته ضروری است که با توجه به اهمیت بهزیستی روان‌شناختی معلمان، توجه به متغیرهای پیش‌بین می‌تواند متخصصان حوزۀ روان‌شناسی را برای تدوین و طراحی مداخلات اثربخش راهنمایی کند. به همین دلیل، هدف این پژوهش آن است که روابط ساختاری خودشفقتورزی و شفقت در محیط کار با بهزیستی روان‌شناختی از طریق نقش میانجی دگرگونسازی شغلی را بررسی کند.
روش
روش پژوهش، جامعۀ آماری و نمونه: رویکرد این پژوهش کمّی و طرح پژوهش توصیفی-همبستگی از نوع مدل‌سازی معادلات ساختاری بود. جامعۀ آماری پژوهش حاضر شامل کلیۀ معلمان شهر اصفهان در سال تحصیلی 1403-1404 در شهر اصفهان بود که با روش نمونهگیری در دسترس انتخاب شدند. برای تعیین حجم نمونه از قاعدۀ سرانگشتی کلاین مبنی بر 15 نفر به‌ازای هر متغیر استفاده شد (Kline, 2015). بر همین اساس، این پژوهش برروی 465 نفر از معلمان شهر اصفهان انجام شد. برای انتخاب نمونه، ابتدا مدارس شهر اصفهان که امکان دسترسی پژوهشگر به آنها فراهم بود، شناسایی شدند و برای هماهنگی اجرای پژوهش با مسئولان مدارس ارتباط برقرار شد. گفتنی است، با توجه به اینکه پژوهشگر خود معلم بازنشسته بود، از ظرفیت ارتباطات و آشنایی‌های موجود برای دسترسی به برخی از مدارس و معلمان استفاده کرد. سپس، از میان کسانی که ملاک‌های ورود شامل سابقۀ شغلی بیشتر از پنج سال و رضایت آگاهانه را داشتند، برای شرکت در پژوهش درخواست همکاری و شرکت در پژوهش شد. همچنین، چنانچه اعضای نمونه ملاک‌های خروج شامل عدم همکاری در پژوهش و مخدوش‌بودن پاسخ‌گویی به پرسشنامه‌ها را دار بودند، از این پژوهش خارج می‌شدند.
ابزار سنجش: مقیاس بهزیستی روان‌شناختی[7]: در این پژوهش، برای سنجش بهزیستی روان‌شناختی از فرم کوتاه مقیاس بهزیستی روان‌شناختی (Ryff & Keyes, 1995) استفاده شد. این مقیاس 18 گویه دارد و نمرهگذاری آن بر اساس طیف لیکرت شش‌درجه‌ای از 1 (کاملاً مخالفم) تا 6 (کاملاً موافقم) است. این مقیاس دارای شش عامل شامل پذیرش خود (گویه‌های 2، 8 و 10)، روابط مثبت با دیگران (گویه‌های 3، 11 و 13)، خودمختاری یا استقلال (گویه‌های 9، 12 و 18)، تسلط بر محیط (گویه‌های 1، 4 و 6)، زندگی هدفمند (گویه‌های 5، 14 و 16) و رشد فردی (گویه‌های 7، 15 و 17) است. در این مقیاس، پرسش‌های 3، 4، 5، 9، 10، 13، 16، 17 به صورت معکوس و بقیۀ پرسش‌ها به صورت مستقیم نمرهگذاری میشوند. روایی سازۀ نسخۀ فارسی از طریق تحلیل عاملی تأییدی حمایت شده است. همچنین، ضریب پایایی گزارش‌شده از طریق محاسبۀ ضریب آلفای کرانباخ برای نمرۀ کل (71/0) و خرده‌مقیاس‌های پذیرش خود (71/0)، روابط مثبت با دیگران (77/0)، خودمختاری یا استقلال (78/0)، تسلط بر محیط (77/0)، زندگی هدفمند (70/0) و رشد فردی (78/0)، نشانگر همسانی درونی بود (خانجانی و همکاران، 1393). ضریب آلفای کرانباخ در این پژوهش برای بهزیستی روان‌شناختی (81/0= α) مطلوب برآورد شد.
پرسشنامۀ شفقت‌ورزی به خود[8]: برای سنجش شفقت به خود از فرم کوتاه پرسشنامۀ شفقت به خود نف استفاده شد (Neff, 2003). این ابزار دارای سه مؤلفۀ مهربانی به خود (گویه‌های 5، 12، 19، 23 و 26) در برابر قضاوت‌کردن خود (گویه‌های 1، 8، 11، 16 و 21)، اشتراک انسانی (گویه‌های 3، 7، 10 و 15) در برابر انزوا (گویه‌های 4، 13، 18 و 25) و ذهن‌آگاهی (گویه‌های 9، 14، 17 و 22) در برابر همانندسازی افراطی (گویه‌های 2، 6، 20 و 24) است. مادهها در یک مقیاس لیکرت ۵رتبهای، از تقریباً هرگز=۱ تا تقریباً همیشه=۵ تنظیم شده‌اند که نمرۀ بالاتر سطح بالاتر شفقت به خود را نشان میدهد. ضمناً مادههای ۱، ۴، ۸، ۹، ۱۱ و ۱۲ به صورت معکوس نمرهگذاری میشوند. خسروی و همکاران (1392) از طریق تحلیل عاملی تأییدی روایی این سازۀ شش‌عاملی را تأیید کردند. همچنین، پایایی گزارش‌شده از طریق محاسبۀ ضریب آلفای کرانباخ برای نمرۀ کل (76/0) و ابعاد آن شامل مؤلفۀ مهربانی به خود (81/0)، قضاوت‌کردن خود (79/0)، اشتراک انسانی (84/0)، انزوا (85/0)، ذهن‌آگاهی (80/0) و همانندسازی افراطی (83/0)، نشانگر همسانی درونی مطلوب این مقیاس بود. ضریب آلفای کرانباخ در این پژوهش برای نمرۀ کل (85/0= α) مطلوب برآورد شد.
مقیاس اندازه‌گیری چند بعدی شفقت در محیط کار[9]: برای سنجش شفقت در محیط کار از مقیاس چندبُعدی شفقت در محل کار[10] ماندلیا و پاندی استفاده شد (Mandliya & Pandey, 2023). این مقیاس دارای 12 گویه و چهار بُعد توجه‌کردن (گویه‌های 1 تا 3)، همدلی (گویه‌های 4 تا 6)، حس‌سازی (گویه‌های 7 تا 9) و عمل‌کردن (گویه‌های 10 تا 12) است. پاسخ‌دهی به این مقیاس بر اساس طیف لیکرت هفت‌درجه‌ای از تقریباً هیچ‌وقت درست نیست=1، تا تقریباً همیشه درست=7 انجام می‌شود. نسخۀ فارسی این ابزار برای اولین بار در این پژوهش استفاده شد. برای استفاده از این ابزار از روش بازگردانی ترجمه استفاده شد. ابتدا مقیاس به فارسی ترجمه شد و سپس به دو فرد متخصص در حوزۀ زبان انگلیسی داده شد. نسخۀ انگلیسی بازگردانی‌شده برای یکی از سازندگان نسخۀ اصلی فرستاده شد و پس از تأیید سازنده در یک پایلوت 40 نفری تأیید و سپس در این پژوهش شد. روایی همگرای نسخۀ فارسی از طریق محاسبۀ میانگین واریانس استخراج‌شده (59/0) تأیید شد. همچنین، پایایی ترکیبی (84/0) همسانی درونی این مقیاس را تأیید کرد. در این پژوهش، همسانی درونی از طریق محاسبۀ ضریب آلفای کرانباخ برای ابعاد این مقیاس، یعنی توجه‌کردن، همدلی، حس‌سازی و عمل‌کردن به ترتیب 84/0، 80/0، 81/0 و 82/0 برآورد شد. همچنین، همسانی درونی برای نمرۀ کل 88/0 بود. نتایج تحلیل عاملی تأییدی مقیاس شفقت در محیط کار نشان داد تمام بارهای عاملی استاندارد برای پرسش‌ها در خرده‌مقیاس‌های توجه‌کردن، همدلی‌کردن، حس‌سازی و عمل‌کردن بین 8/0 تا 9/0 در سطح معناداری 001/0 معنادار هستند که نشان میدهد هر پرسش توانسته است سازۀ مربوط به خود را به‌خوبی تبیین می‌کند. بنابراین، نتایج تحلیل عاملی تأییدی مناسب‌بودن ساختار چهاربُعدی شفقت در محیط کار را حمایت می‌کند. همچنین، مقدار آلفای کرونباخ برای خرده‌مقیاس‌ها بین 795/0 تا 841/0 است که نشان‌دهندۀ پایایی درونی قابل قبول است. همچنین، پایایی ترکیبی نیز برای همۀ خرده‌مقیاس‌ها در بازۀ 880/0 تا 904/0گزارش شده که حاکی از انسجام مناسب پرسش‌ها در هر خرده‌مقیاس است. از طرف دیگر، مقدار میانگین واریانس استخراج‌شده (AVE) برای تمام خرده‌مقیاس‌ها بین 709/0 تا 758/0 است و همگی بالاتر از 5/0 هستند. در نتیجه، روایی همگرا تأیید می‌شود و نشان میدهد هر خرده‌مقیاس بخشی قابل ملاحظه از واریانس پرسش‌های مربوط به خود را تبیین می‌کند. روایی واگرا با استفاده از معیار فورنل-لارکر نیز نشان داد هر خرده‌مقیاس اشتراک واریانس بیشتری با پرسش‌های مربوط به خود نسبت به سایر خرده‌مقیاس‌ها دارد (توجه‌کردن، 87/0، همدلی‌کردن 84/0، حس‌سازی 85/0 و عمل‌کردن 85/0). در نتیجه، روایی واگرا بر اساس معیار فورنل-لارکر برای ابعاد شفقت در محیط کار تأیید می‌شود. روایی واگرا با استفاده از نسبت HTMT نیز در جدول 1 گزارش شده است که با توجه به کوچک‌تربودن مقادیر از آستانۀ 85/0، روایی واگرا بر اساس نسبت HTMT برای ابعاد شفقت در محیط کار تأیید می‌شود. گفتنی است، شاخص NFI= 85/0 و SRMR = 063/0 نشان‌دهندۀ برازش مدل تحلیل عاملی تأییدی این مقیاس است.
جدول 1
روایی واگرا با استفاده از نسبت HTMT برای شفقت در محیط کار
Table 1
Discriminant Validity by the HTMT ratio for the compassion at work
|
خرده‌مقیاس |
توجه‌کردن |
همدلی‌کردن |
حس‌سازی |
عمل‌کردن |
|
توجه‌کردن |
- |
|
|
|
|
همدلی‌کردن |
582/0 |
- |
|
|
|
حس‌سازی |
464/0 |
726/0 |
- |
|
|
عمل‌کردن |
373/0 |
570/0 |
725/0 |
- |
مقیاس دگرگونسازی شغلی: برای سنجش دگرگونسازی شغلی از مقیاس دگرگونسازی شغلی اسلمپ ولابرودریک استفاده شد (Slemp & Vella-Brodrick, 2013). این مقیاس 15گویه‌ای به منظور سنجش میزان مشارکت کارکنان در تغییر شغل ایجاد شده است و سه حیطۀ دگرگونی مرزهای وظیفه (گویه‌های 1 تا 5)، دگرگونی مرزهای شناخت (گویه‌های 6 تا 10) و دگرگونی مرزهای رابطه (گویه‌های 11 تا 15) را اندازه‌گیری می‌کند. پاسخ‌دهی در یک طیف 6درجه‌ای از لیکرت (1=به‌ندرت تا 6=بیشتر اوقات) انجام می‌شود. نظری و همکاران (1397) روایی سازۀ نسخۀ فارسی این مقیاس را تأیید کردند. همچنین، همسانی درونی از طریق محاسبۀ آلفای کرانباخ برای نمرۀ کل، دگرگونی مرزهای وظیفه، دگرگونی مرزهای شناخت و دگرگونی مرزهای رابطه به ترتیب 88/0، 75/0، 78/0 و 81/0 گزارش شد (نظری و همکاران، 1397). در این پژوهش نیز، همسانی درونی از طریق محاسبۀ آلفای کرانباخ 92/0 تخمین زده شد.
روش اجرا و تحلیل: پس از کسب مجوز از ادارۀ کل آموزش‌وپرورش استان اصفهان، فرایند گردآوری داده‌ها در مدارس در دسترس پژوهشگر آغاز شد. به منظور دسترسی به شرکت‌کنندگان، پژوهشگر با مراجعۀ حضوری به مدارس، هماهنگیهای لازم را با مسئولان مربوط انجام داد. پس از توضیح هدف کلی پژوهش، نحوۀ اجرای آن و ملاک‌های ورود و خروج برای مسئولان مدارس، هماهنگیهای لازم برای توزیع پرسشنامه‌ها انجام شد. در مرحلۀ بعد، پرسشنامه‌ها به صورت یک دفترچۀ چاپی و یکپارچه آماده شد و در اختیار معلمان واجد شرایط قرار گرفت. پیش از تکمیل پرسشنامه‌ها، هدف پژوهش و اختیاری‌بودن مشارکت، نحوۀ پاسخ‌گویی و محرمانه‌بودن اطلاعات برای شرکت‌کنندگان توضیح داد شد. در نهایت، معلمان پرسشنامه‌های پژوهش را تمکیل کردند. داده‌های این پژوهش از طریق آزمون همبستگی و مدل‌سازی معادلات ساختاری با کمک نرم‌افزارهای SPSS-27 و Amos-24 تحلیل شدند.
یافته‌ها
نمونۀ پژوهش شامل 465 نفر از معلمان بود که 9/64 درصد آنان زن و 1/35 درصد مرد بودند. از این تعداد، 8/79 درصد متأهل بودند. از نظر تحصیلات، بییشترین فراوانی مربوط به مقطع کارشناسی (5/55 درصد) و کارشناسی‌ارشد (5/38) بود و از نظر مقطع تدریس، 5/47 درصد در متوسطۀ دوم، 26 درصد در متوسطۀ اول و 5/26 درصد در دورۀ ابتدایی فعالیت داشتند. یافته‌های پژوهش در جدول 2 و 3، میانگین، انحراف معیار، چولگی متغیرهای پژوهش و ضرایب همبستگی بین آنها ارائه شده است.
جدول 2
آماره‌های توصیفی
Table 2
Descriptive Statistics
|
متغیر پژوهش |
میانگین |
انحراف معیار |
چولگی |
کشیدگی |
متغیر پژوهش |
میانگین |
انحراف معیار |
چولگی |
کشیدگی |
|
1. شفقت در محل کار |
65/43 |
51/7 |
13/0- |
58/0 |
13. دگرگونی‌سازی شغلی |
31/54 |
63/10 |
54/0- |
46/0 |
|
2. عمل‌کردن |
20/11 |
44/2 |
42/0- |
13/0 |
14. رابطه |
09/17 |
15/4 |
31/0- |
04/0 |
|
3. همدلی |
68/10 |
51/2 |
44/0- |
48/0 |
15. شناخت |
25/19 |
29/4 |
62/0- |
02/0 |
|
4. توجه‌کردن |
49/11 |
24/2 |
59/0- |
13/1 |
16. وظیفه |
96/17 |
64/3 |
45/0- |
41/0 |
|
5. حس‌سازی |
28/10 |
51/2 |
20/0- |
05/0 |
17. بهزیستی روان‌شناختی |
11/79 |
19/10 |
24/0- |
79/0- |
|
6. خودشفقتورزی |
71/85 |
76/12 |
15/0- |
37/0 |
18. تسلط بر محیط |
12/14 |
69/2 |
43/0- |
24/0- |
|
7. انزوا |
72/13 |
17/3 |
28/0- |
09/0- |
19. روابط مثبت با دیگران |
34/13 |
89/2 |
25/0- |
81/0- |
|
8. اشتراکات انسانی |
29/13 |
71/2 |
31/0- |
17/0 |
20. پذیرش خود |
76/13 |
79/2 |
74/0- |
92/0 |
|
9. مهربانی با خود |
14/17 |
03/4 |
32/0- |
18/0- |
21. خودمختاری |
35/11 |
96/1 |
18/0- |
93/0 |
|
10. ذهن‌آگاهی |
30/13 |
41/2 |
40/0- |
74/0 |
22. زندگی هدفمند |
90/11 |
42/2 |
00/0 |
08/0- |
|
11. همانندسازی افراطی |
45/12 |
13/3 |
07/0- |
11/0- |
23. رشد فردی |
64/14 |
83/2 |
62/0- |
27/0- |
|
12. قضاوت نسبت به خود |
82/15 |
56/3 |
06/0 |
07/0- |
|
|
|
|
|
بر اساس یافته‌های جدول 2، میانگین شفقت در محل کار برابر 65/43 و انحراف معیار برابر 51/7، میانگین خودشفقتورزی برابر 71/85 و انحراف معیار برابر 76/12، میانگین دگرگونی‌سازی برابر 31/54 و انحراف معیار برابر 63/10 و میانگین بهزیستی روان‌شناختی برابر 11/79 و انحراف معیار برابر 19/10 است. همچنین، مقادیر چولگی و کشیدگی تمام متغیرها در بازۀ استاندارد و مجاز (۲±) قرار دارند و پیش‌فرض نرمال‌بودن تک‌متغیره برای تمامی متغیرها و ابعاد آنها تأیید می‌شود.
بررسی نرمال‌بودن چندمتغیره: علاوه بر بررسی چولگی و کشیدگی تک‌متغیره، به منظور بررسی فرض نرمال‌بودن چندمتغیرۀ داده‌ها، از آزمون ضریب کشیدگی چندمتغیرۀ ماردیا استفاده شد. یافته‌ها نشان داد ضریب کشیدگی چندمتغیره برابر 466/46 و نسبت بحرانی متناظر با آن برابر 524/17 است. از آنجا که مقدار نسبت بحرانی از آستانۀ استاندارد 3 فراتر رفته است، فرض نرمال‌بودن توزیع چندمتغیرۀ داده‌ها برقرار نشد. از این رو، با توجه به نقض این فرض، از روش بازنمونه‌گیری بوت‌استرپینگ[11] با ۲۰۰۰ نمونهگیری مجدد و محاسبۀ فواصل اطمینان ۹۵ درصد تصحیح‌شده با روش اریبی[12] استفاده شد.
جدول 3
ضرایب همبستگی
Table 2
Correlation Coefficient
|
متغیر |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
12 |
13 |
14 |
15 |
16 |
17 |
18 |
19 |
20 |
21 |
22 |
23 |
|
1. شفقت در محل کار |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2. عمل‌کردن |
765/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
3. همدلی |
814/0 |
462/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4. توجه‌کردن |
681/0 |
305/0 |
466/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
5. حس‌سازی |
830/0 |
585/0 |
572/0 |
387/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
6. خودشفقتورزی |
014/0 |
133/0 |
104/0- |
029/0- |
041/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
7. انزوا |
079/0- |
062/0 |
177/0- |
078/0- |
052/0- |
730/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
8. اشتراکات انسانی |
190/0 |
183/0 |
164/0 |
038/0 |
193/0 |
516/0 |
075/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
9. مهربانی با خود |
100/0 |
185/0 |
019/0- |
039/0 |
103/0 |
803/0 |
350/0 |
58/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
10. ذهن‌آگاهی |
078/0 |
116/0 |
002/0- |
002/0 |
123/0 |
499/0 |
064/0 |
57/0 |
621/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
11. همانندسازی افراطی |
098/0- |
010/0 |
169/0- |
080/0- |
064/0- |
713/0 |
683/0 |
033/0 |
299/0 |
026/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
12. قضاوت نسبت به خود |
104/0- |
012/0- |
169/0- |
038/0- |
097/0- |
668/0 |
629/0 |
058/0- |
305/0 |
105/0- |
658/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
13. دگرگونی‌سازی شغلی |
283/0 |
282/0 |
153/0 |
141/0 |
295/0 |
291/0 |
093/0 |
36/0 |
411/0 |
392/0 |
010/0- |
(36/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
14. رابطه |
246/0 |
263/0 |
085/0 |
133/0 |
278/0 |
245/0 |
096/0 |
252/0 |
354/0 |
299/0 |
007/0 |
008/0- |
869/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
15. شناخت |
216/0 |
217/0 |
114/0 |
109/0 |
224/0 |
285/0 |
102/0 |
355/0 |
379/0 |
360/0 |
003/0- |
008/0- |
897/0 |
651/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
16. وظیفه |
291/0 |
268/0 |
215/0 |
131/0 |
280/0 |
233/0 |
042/0 |
344/0 |
35/0 |
380/0 |
033/0- |
087/0- |
871/0 |
631/0 |
699/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
17. بهزیستی روان‌شناختی |
062/0 |
093/0 |
005/0 |
007/0- |
095/0 |
535/0 |
372/0 |
387/0 |
417/0 |
356/0 |
298/0 |
255/0 |
373/0 |
246/0 |
393/0 |
345/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
18. تسلط بر محیط |
054/0 |
109/0 |
011/0- |
020/0- |
083/0 |
465/0 |
303/0 |
326/0 |
356/0 |
345/0 |
244/0 |
224/0 |
340/0 |
225/0 |
358/0 |
315/0 |
800/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
19. روابط مثبت با دیگران |
018/0 |
051/0 |
000/0 |
036/0- |
036/0 |
306/0 |
252/0 |
196/0 |
298/0 |
167/0 |
188/0 |
145/0 |
214/0 |
138/0 |
230/0 |
197/0 |
701/0 |
466/0 |
1 |
|
|
|
|
|
20. پذیرش خود |
011/0 |
085/0 |
057/0- |
032/0- |
037/0 |
584/0 |
412/0 |
348/0 |
255/0 |
356/0 |
366/0 |
312/0 |
326/0 |
233/0 |
312/0 |
319/0 |
746/0 |
617/0 |
394/0 |
1 |
|
|
|
|
21. خودمختاری |
088/0 |
008/0- |
042/0 |
124/0 |
118/0 |
275/0 |
112/0 |
178/0 |
373/0 |
146/0 |
180/0 |
185/0 |
127/0 |
098/0 |
103/0 |
137/0 |
390/0 |
234/0 |
092/0 |
181/0 |
1 |
|
|
|
22. زندگی هدفمند |
017/0 |
019/0- |
043/0 |
020/0 |
010/0 |
036/0- |
029/0 |
019/0 |
246/0 |
000/0 |
021/0- |
018/0- |
009/0 |
058/0- |
078/0 |
002/0 |
376/0 |
141/0 |
187/0 |
004/0 |
013/0- |
1 |
|
|
23. رشد فردی |
066/0 |
118/0 |
017/0 |
040/0- |
100/0 |
437/0 |
286/0 |
40/0 |
393/0 |
332/0 |
182/0 |
138/0 |
384/0 |
285/0 |
394/0 |
332/0 |
800/0 |
564/0 |
449/0 |
587/0 |
229/0 |
179/0 |
1 |
ضرایب همبستگی در جدول 3 نشان‌دهندۀ روابط مثبت و معنادار دگرگونسازی شغلی با خودشفقتورزی، بهزیستی روان‌شناختی و شفقت در محیط کار است. بهزیستی روان‌شناختی با خودشفقتورزی و دگرگونسازی شغلی رابطه‌ای مستقیم و معنادار دارد (05/0>p). به عبارت دقیق‌تر، با افزایش بهزیستی روان‌شناختی، خودشفقتورزی و دگرگونسازی شغلی نیز افزایش می‌یایند، اما رابطه‌ای معنادار بین بهزیستی روان‌شناختی و شفقت در محیط کار وجود ندارد (05/0<p). همچنین، رابطۀ بین شفقت در محیط کار و خودشفقتورزی نیز معنادار نبود (05/0<p). اضافه بر این موارد، یافته‌ها نشان میدهد بیشترین ضریب همبستگی مشاهده‌شده میان خرده‌مقیاس‌های متعلق به سازه‌های ناهمسان برابر 518/0 (بین مهربانی با خود و پذیرش خود) و همبستگی‌های بیشتر از 7/0 صرفاً میان ابعاد درونی یک سازۀ واحد برقرار است؛ این الگو استقلال مفهومی و روایی تشخیصی مطلوب میان سازه‌ها را تأیید می‌کند.
به منظور بررسی داده‌های پرت چندمتغیره، مجذور فاصلۀ ماهالانوبیس برای تمام مشاهدات بر اساس تعداد متغیرهای مشاهده‌شده (15=df) محاسبه شد. مقدار بحرانی توزیع کای‌دو در سطح 001/0 برابر 70/37 به دست آمد. مقایسۀ مقادیر حاکی از آن بود که مجذور فاصلۀ ماهالانوبیس 2 داده بزرگ‌تر از مقدار بحرانی و در سطح خطای 001/0 معنادار بود؛ از این رو، این دو مشاهده از تحلیل کنار گذاشته شدند.
در ارزیابی مدل اندازه‌گیری، بارهای عاملی شاخص‌ها بررسی شده‌اند. بر اساس توصیه‌های روش‌شناختی در مدل‌یابی معادلات ساختاری مبتنی بر حداقل مربعات جزئی، شاخص‌هایی که بار عاملی آنها کمتر از 4/0 باشد، دارای کفایت لازم نیستند و حذف آنها از مدل پیشنهاد می‌شود (Hair et al., 2017). بر این اساس، ابعاد «زندگی هدفمند»، «خودمختاری»، «اشتراکات انسانی» و «ذهن‌آگاهی»، به دلیل پایین‌بودن بار عاملی و عدم دست‌یابی به حداقل معیارهای پذیرفتنی، از مدل اندازه‌گیری حذف شدند. مدل اولیه پژوهش با هدف بررسی نقش میانجی‌گری دگرگونسازی شغلی در رابطه بین خودشفقتورزی و شفقت در محیط کار با بهزیستی روان‌شناختی، در شکل ۱ و مدل اصلاح‌شده آن در شکل ۲ ارائه شده است.
شکل 1
نقش میانجی‌گری دگرگونسازی شغلی در رابطۀ بین خودشفقتورزی و شفقت در محیط کار با بهزیستی روان‌شناختی
Figure1
The Mediating Role of Job Crafting in the Relationship between Self-Compassion and Compassion at Work with Psychological Well-being
شکل 2
مدل اصلاح‌شدۀ نقش میانجی‌گری دگرگونسازی شغلی در رابطۀ بین خودشفقتورزی و شفقت در محیط کار با بهزیستی روان‌شناختی با ضرایب مسیر و بارهای عاملی
Figure 2
A Revised Model of the Mediating Role of Job Crafting in the Relationship between Self-compassion and Compassion at Work with Psychological Well-being, including Path Coefficients and Factor Loadings
جدول 4
پایایی و روایی همگرا متغیرهای پژوهش
Table 4
Reliability and Convergent Validity of the Research Variables
|
متغیر پژوهش |
آلقای کرونباخ |
پایایی ترکیبی |
روایی همگرا (AVE) |
|
بهزیستی روان‌شناختی |
755/0 |
820/0 |
727/0 |
|
خودشفقتورزی |
737/0 |
806/0 |
807/0 |
|
شفقت در محیط کار |
775/0 |
782/0 |
683/0 |
|
دگرگونی‌سازی شغلی |
854/0 |
849/0 |
705/0 |
همان‌گونه که در جدول 4 مشاهده می‌شود، مقادیر آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی برای مدل‌های اندازه‌گیری بهزیستی روان‌شناختی، خودشفقتورزی، شفقت در محیط کار و دگرگونسازی شغلی همگی بیشتر از حد آستانه 7/0 هستند که بیانگر پایایی درونی مناسب آنهاست. از سوی دیگر، مقادیر AVE مدل‌های اندازه‌گیری بهزیستی روان‌شناختی، خودشفقتورزی، شفقت در محیط کار و دگرگونسازی شغلی بزرگ‌تر از 5/0 هستند که نشان‌دهندۀ روایی همگرای مطلوب این مدل‌های اندازه‌گیری است.
جدول 5
نتایج ضرایب مسیر مدل‌های اندازه‌گیری بهزیستی روان‌شناختی، خودشفقتورزی، شفقت در محیط کار و دگرگونی‌سازی شغلی با استفاده از روش بوت‌استرپ
Table 5
Results of the Path Coefficients of the Measurement Models of Psychological Well-being, Self-Compassion, Compassion at Work, and Job Crafting Using the Bootstrapping Method
|
مسیر |
ضریب استاندارد |
خطای استاندارد |
آمارۀ آزمون |
فاصلۀ اطمینان |
سطح معناداری |
نتیجه |
|
|
کران پایین |
کران بالا |
||||||
|
بهزیستی روان‌شناختی پذیرش خود |
805/0 |
030/0 |
833/26 |
744/0 |
857/0 |
000/0 |
تأیید |
|
بهزیستی روان‌شناختی روابط مثبت با دیگران |
621/0 |
037/0 |
784/16 |
546/0 |
689/0 |
000/0 |
تأیید |
|
بهزیستی روان‌شناختی تسلط بر محیط |
765/0 |
030/0 |
500/25 |
703/0 |
820/0 |
000/0 |
تأیید |
|
بهزیستی روان‌شناختی رشد فردی |
731/0 |
032/0 |
844/22 |
660/0 |
789/0 |
000/0 |
تأیید |
|
خود شفقت‌ورزی مهربانی با خود |
452/0 |
058/0 |
793/7 |
337/0 |
565/0 |
000/0 |
تأیید |
|
خود شفقت‌ورزی قضاوت نسبت به خود |
734/0 |
033/0 |
242/22 |
667/0 |
796/0 |
000/0 |
تأیید |
|
خود شفقت‌ورزی انزوا |
866/0 |
027/0 |
074/32 |
814/0 |
921/0 |
000/0 |
تأیید |
|
خود شفقت‌ورزی همانندسازی افراطی |
770/0 |
030/0 |
667/25 |
708/0 |
824/0 |
000/0 |
تأیید |
|
شفقت در محیط کار عمل‌کردن |
683/0 |
037/0 |
459/18 |
608/0 |
750/0 |
000/0 |
تأیید |
|
شفقت در محیط کار حس‌سازی |
835/0 |
034/0 |
559/24 |
766/0 |
898/0 |
000/0 |
تأیید |
|
شفقت در محیط کار همدلی |
718/0 |
041/0 |
512/17 |
631/0 |
790/0 |
000/0 |
تأیید |
|
شفقت در محیط کار توجه‌کردن |
491/0 |
056/0 |
768/8 |
385/0 |
602/0 |
000/0 |
تأیید |
|
دگرگونی‌سازی شغلی دگرگونی مرزهای وظیفه |
826/0 |
027/0 |
593/30 |
764/0 |
871/0 |
000/0 |
تأیید |
|
دگرگونی‌سازی شغلی دگرگونی مرزهای شناخت |
843/0 |
024/0 |
958/30 |
793/0 |
88/0 |
000/0 |
تأیید |
|
دگرگونی‌سازی شغلی دگرگونی مرزهای رابطه |
749/0 |
027/0 |
741/17 |
692/0 |
801/0 |
000/0 |
تأیید |
مطابق یافته‌های جدول 5، بارهای عاملی حداقل 4/0 و در سطح خطای 5 درصد معنادار هستند؛ از این رو، می‌توان نتیجه گرفت این ابعاد، سازه‌های مربوط به خود را به طور مطلوب تبیین می‌کنند. به بیان دیگر، شاخص‌های مشاهده‌شده از توان کافی برای سنجش سازه‌های بهزیستی روان‌شناختی، خودشفقتورزی، شفقت در محیط کار و دگرگونسازی شغلی برخوردار هستند. بنابراین، نتایج تحلیل عاملی تأییدی حاکی از برازش مناسب مدل‌های اندازه‌گیری این چهار سازه و تأیید ساختار عاملی آنهاست. همچنین، گفتنی است، بار عاملی ابعاد «زندگی هدفمند»، «خودمختاری»، «اشتراکات انسانی» و «ذهن‌آگاهی» کمتر از 2/0 برآورد شد؛ از این رو، به دلیل ضعف در تبیین سازۀ مربوط و نداشتن کفایت لازم، این ابعاد از مدل نهایی حذف شدند.
جدول 6
نتایج ضرایب مسیر غیرمستقیم نقش میانجی دگرگونسازی شغلی در رابطۀ بین خودشفقتورزی و شفقت در محیط کار با بهزیستی روان‌شناختی با استفاده از روش بوت‌استرپ
Table 6
Indirect Path Coefficients for the Mediating Role of Job Crafting between Self-Compassion, Compassion at Work, and Psychological Well-Being Using the Bootstrapping Method
|
مسیر |
ضریب استاندارد |
خطای استاندارد بوت‌استرپ |
آمارۀ آزمون |
فاصلۀ اطمینان بوت‌استرپ |
سطح معناداری |
نتیجه |
|
|
کران پایین |
کران بالا |
||||||
|
خود شفقت‌ورزی دگرگونسازی شغلی بهزیستی روان‌شناختی |
069/0 |
029/0 |
379/2 |
014/0 |
127/0 |
021/0 |
تأیید |
|
شفقت در محل کار دگرگونسازی شغلی بهزیستی روان‌شناختی |
198/0 |
037/0 |
351/5 |
133/0 |
279/0 |
001/0 |
تأیید |
بر اساس یافته‌های جدول 6، ضریب مسیر غیرمستقیم خودشفقتورزی با بهزیستی روان‌شناختی برابر 069/0 با سطح معناداری 021/0 (05/0>p) است. بنابراین، می‌توان نتیجه گرفت خودشفقتورزی با بهزیستی روان‌شناختی از طریق دگرگونسازی رابطۀ مثبت و معنادار دارد. همچنین، ضریب مسیر غیرمستقیم شفقت در محل کار با بهزیستی روان‌شناختی برابر 198/0 با سطح معناداری 001/0 (05/0>p) است. بنابراین، می‌توان نتیجه گرفت شفقت در محل کار با بهزیستی روان‌شناختی از طریق دگرگونسازی رابطۀ مثبت و معنادار دارد. بنابراین، فرضیۀ نقش میانجی دگرگونسازی شغلی در رابطۀ بین خودشفقتورزی و شفقت در محیط کار با بهزیستی روان‌شناختی در سطح خطای 05/0 تأیید می‌شود.
جدول 7
ضرایب مستقیم بین متغیرهای پژوهش با استفاده از روش بوت‌استرپ
Table 7
Direct Path Coefficients between the Study Variables Using the Bootstrapping Method
|
مسیر |
ضریب استاندارد |
خطای استاندارد |
آمارۀ آزمون |
فاصلۀ اطمینان |
سطح معناداری |
نتیجه |
|
|
کران پایین |
کران بالا |
||||||
|
خود شفقت‌ورزی بهزیستی روان‌شناختی |
498/0 |
048/0 |
375/10 |
295/0 |
493/0 |
000/0 |
تأیید |
|
خود شفقت‌ورزی دگرگونسازی شغلی |
148/0 |
063/0 |
349/2 |
019/0 |
290/0 |
030/0 |
تأیید |
|
دگرگونسازی شغلی بهزیستی روان‌شناختی |
465/0 |
056/0 |
304/8 |
258/0 |
428/0 |
000/0 |
تأیید |
|
شفقت در محل کار بهزیستی روان‌شناختی |
027/0- |
056/0 |
482/0- |
189/0- |
109/0 |
663/0 |
عدم تأیید |
|
شفقت در محل کار دگرگونسازی شغلی |
427/0 |
055/0 |
764/7 |
578/0 |
034/1 |
000/0 |
تأیید |
طبق یافته‌های جدول 7، رابطۀ خودشفقتورزی با بهزیستی روان‌شناختی دارای ضریب استاندارد 498/0 با سطح معناداری کمتر از 001/0 است. بنابراین، می‌توان نتیجه گرفت خودشفقتورزی با بهزیستی روان‌شناختی رابطۀ مثبت و معنادار دارد. همچنین، نتایج از رابطۀ مستقیم خودشفقتورزی با دگرگونسازی شغلی حمایت می‌کند. این رابطه دارای ضریب استاندارد 148/0 با سطح معناداری 030/0 (05/0>p) است. بنابراین، می‌توان نتیجه گرفت خودشفقتورزی با دگرگونسازی شغلی رابطۀ مثبت و معنادار دارد. علاوه بر این، رابطۀ دگرگونسازی شغلی با بهزیستی روان‌شناختی دارای ضریب استاندارد 465/0 با سطح معناداری کمتر از 001/0 است. بنابراین، می‌توان نتیجه گرفت دگرگونسازی شغلی با بهزیستی روان‌شناختی نیز رابطۀ مثبت و معنادار دارد. از طرفی دیگر، رابطۀ شفقت در محل کار با بهزیستی روان‌شناختی دارای ضریب استاندارد 027/0- با سطح معناداری 663/0 (05/0<p) است که نشان میدهد شفقت در محیط کار با بهزیستی روان‌شناختی رابطۀ معنادار ندارد. نتایج همچنین نشان میدهد رابطۀ شفقت در محل کار بر دگرگونسازی شغلی دارای ضریب استاندارد 427/0 با سطح معناداری کمتر از 001/0 است و حکایت از آن دارد که شفقت در محل کار با دگرگونسازی شغلی رابطۀ مثبت و معنادار دارد. در نهایت، بر اساس یافته‌های بالا، می‌توان نتیجه گرفت دگرگونسازی شغلی در رابطۀ شفقت در محل کار و بهزیستی روان‌شناختی، نقش میانجی کامل و در رابطۀ خودشفقتورزی و بهزیستی روان‌شناختی، نقش میانجی جزئی دارد.
شاخص‌های برازش مدل نقش میانجی دگرگونسازی شغلی در رابطۀ بین خودشفقتورزی و شفقت در محیط کار با بهزیستی روان‌شناختی در جدول 8 گزارش شده‌اند.
جدول 8
شاخص‌های برازش مدل برای نقش میانجی دگرگونسازی شغلی در رابطۀ بین خودشفقتورزی، شفقت در محل کار و بهزیستی روان‌شناختی
Table 8
Model Fit Indices for the Mediating Role of Job Crafting between Self-Compassion, Compassion at Work, and Psychological Well-Being
|
شاخص |
|
RMSEA |
GFI |
AGFI |
CFI |
TLI |
IFI |
RFI |
NFI |
PGFI |
PCFI |
|
دامنۀ قابل قبول |
کمتر از 3 |
کمتر از 08/0 |
بیش از 9/0 |
بیش از 5/0 |
|||||||
|
مدل نهایی |
277/3 |
071/0 |
931/0 |
898/0 |
935/0 |
915/0 |
935/0 |
882/0 |
909/0 |
629/0 |
721/0 |
بر اساس یافته‌های جدول 8، مقدار نسبت کای‌دو به درجۀ آزادی (277/3= ) از ملاک ایده‌آل (کمتر از ۳) فراتر رفته است؛ با این حال، برازشی نسبتاً خوب را نشان میدهد. همچنین، مقادیر شاخص‌های 898/0=AGFI و 882/0=RFI از آستانۀ 9/0 اندکی کمتر هستند، اما فاصله‌ای بسیار ناچیز با این مرز دارند و در سطح برازش متوسط رو به بالا قرار دارند. در مقابل، شاخص ریشۀ میانگین مجذورات خطای تقریب (071/0=RMSEA) در محدودۀ مطلوب قرار دارد و شاخص‌های برازش تطبیقی شامل 931/0=GFI، 935/0=CFI، 915/0=TLI، 935/0=IFI، 909/0=NFI برازش مناسب مدل را تأیید می‌کنند. افزون بر این، مقادیر شاخص‌های مقتصد شامل 629/0=PGFI و 721/0=PCFI بیشتر از 5/0 هستند و کفایت مدل را نشان می‌دهند. بنابراین، با اتکا به برآیند کل شاخص‌های برازش مطلق، تطبیقی و مقتصد، می‌توان نتیجه گرفت مدل نهایی پژوهش با داده‌های تجربی برازشی قابل قبول دارد.
بحث
این پژوهش با هدف بررسی روابط بین خودشفقتورزی و شفقت در محیط کار با بهزیستی روان‌شناختی از طریق نقش میانجی دگرگونسازی شغلی انجام شد. نتایج نشان داد دگرگونسازی شغلی رابطۀ بین شفقت در محیط کار و بهزیستی شغلی را به طور کامل میانجی‌گری می‌کند. این بدان معناست که در بافت مورد مطالعه، وجود دگرگونسازی برای ارتقای بهزیستی روان‌شناختی ضروری است. همچنین، نتایج نشان داد بخشی از اثرات خودشفقتورزی از طریق دگرگونسازی به بهزیستی روان‌شناختی منجر می‌شود. این بدان معناست که دگرگونسازی در این رابطه به عنوان میانجی جزئی ظاهر شده است. پژوهشی یافت نشد که نتایج آن به طور مستقیم با نتایج مربوط به این پژوهش هم‌سو باشد؛ با این حال، وجود روابط مثبت بین خودشفقتورزی و شفقت در محیط کار با بهزیستی روان‌شناختی هم‌سو با نتایج مطالعات قبلی است (Felder et al., 2016; Homan, 2016; López et al, 2018; Mendes et al., 2023; Sun et al., 2016). همچنین، مطالعاتی مختلف وجود دارند که از رابطۀ دگرگونسازی با شفقت (Choi & Ko, 2024; Ko, 2019) و همچنین با بهزیستی روان‌شناختی (Yepes-Baldó et al., 2018; Zheng et al., 2024 ) حمایت می‌کنند. شفقت در محیط کار که درک و پاسخ همدلانه به رنج دیگران است (Dutton et al., 2014)، می‌تواند ارتباطات مشفقانه را شکل دهد. نگرش مشفقانه در محیط کار با توسعۀ همدلی، مرزهای ارتباطی را گسترش میدهد و بستری برای دگرگونسازی شغلی فراهم می‌کند. این دگرگونسازی شغلی با کمک به افراد برای هم‌سوشدن شغلشان با هویتشان (Ko, 2019)، زمینه را برای افزایش بهزیستی روان‌شناختی فراهم می‌کند. از سوی دیگر، شفقت در محیط کار با برانگیختن رفتارهای اجتماع‌پسند، امنیت روان‌شناختی را افزایش میدهد (Gilbert et al., 2019) و این احساس امنیت به بهزیستی روان‌شناختی منجر می‌شود. هنگامی که معلمان در یک بافت جمعی حمایت‌گر قرار می‌گیرند، احساس تعلق و ارزشمندی می‌کنند و منابع عاطفی آنان در برابر استرس تجدید می‌شود. این احساس امنیت و پشتیبانی، انرژی و تمایل بیشتری را در فرد برای ایجاد تغییرات مثبت و معنادار در شغلش فراهم می‌آورد. در نتیجه، فرد ممکن است مرزهای وظایف شغلی خود را فراتر از شرح وظایف رسمی گسترش دهد و فعالیت‌هایی را انجام دهد که با نیازها و ارزش‌های شخصی‌اش هماهنگ‌تر هستند. این هماهنگی و معناداری عمیق‌تر در شغل، بهزیستی روان‌شناختی را به دنبال خواهد داشت (Bakker & Demerouti, 2017). بنابراین، شفقت در محیط کار از طریق تقویت فرایندهای شناختی-رفتاریِ دگرگونسازی شغلی، به عنوان یک مکانیسم میانجی، بهزیستی روان‌شناختی معلمان را ارتقا می‌بخشد. در بافت فرهنگی مدارس در ایران، روابط همکاری معمولاً بر پایۀ ارزش‌هایی مانند همدلی، ایثار، همکاری و مسئولیت‌پذیری جمعی شکل می‌گیرند. در نتیجه، شفقت نسبت به همکاران یک هنجار اخلاقی محسوب می‌شود. معمولاً در ایران معلمان به همکاران خود کمک می‌کنند و از نظر عاطفی حمایت‌گر یکدیگر هستند؛ با این حال، اگر این شفقت صرفاً در حد یک احساس یا رفتار اخلاقی باقی بماند، ممکن است با صرف زمان، انرژی و منابع هیجانی همراه باشد. در نتیجه، افزایش بار هیجانی نه فقط تأثیری مستقیم بر بهزیستی ندارد، بلکه عوارض فرسودگی آن چشمگیر است، اما هنگامی که این شفقت به سمت دگرگونسازی شغلی و طراحی مجدد شغل سمت‌وسو یابد، منابع شغلی را افزایش میدهد و فشارهای شغلی را مدیریت می‌کند. در نتیحه، بهزیستی روان‌شناختی ارتقا می‌یابد. در تبیین نقش میانجی دگرگونسازی شغلی بین خودشفقتورزی و بهزیستی روان‌شناختی، می‌توان گفت خودشفقتورزی که شامل مهربانی با خود در مواجهه با شکست‌ها، درک اشتراکات انسانی و توجه آگاهانه است (Neff, 2016)، فضای ذهنی لازم برای مقابلۀ سازنده با چالش‌های شغلی را فراهم می‌آورد. هنگامی که یک معلم با خودش مهربان است، انرژی هیجانی که پیش از این صرف سرزنش خود و نشخوار فکری می‌شد، اکنون می‌تواند صرف یافتن معنا و هدف در کار شود. این حالت، بنیان روان‌شناختی لازم برای دگرگونسازی را ایجاد می‌کند. با آزادشدن منابع هیجانی، معلم توانایی ذهنی و عاطفی پیدا می‌کند تا دیدگاه خود را از کار روزمره (برای مثال، تدریس تک‌تک دروس) به یک مأموریت بزرگ‌تر (برای مثال، شکل‌دهی به آیندۀ دانش‌آموزان) ارتقا دهد. این فرایند بازتعریف فعالانۀ شغل، یعنی دگرگونسازی، به معلمان کمک می‌کند تا چالش‌های شغلی را نه به عنوان تهدید، بلکه به عنوان فرصتی برای رشد و یادگیری بازتعریف و دگرگونسازی شغلی کنند (Petrou et al., 2018). این دگرگونسازی مثبت، به نوبۀ خود، احساس کارآمدی و رضایت را افزایش و در نتیجه، بهزیستی روان‌شناختی آنان را ارتقا میدهد. به عبارت دیگر، خودشفقتورزی مستقیماً به فرد اجازه میدهد تا بر جنبه‌های معنادار و تأثیرگذار کارش تمرکز کند، نه بر موانع و شکست‌های موقت. در نتیجۀ این دگرگونسازی، معلم حتی در میان چالش‌ها، احساس رضایت عمیق، هدفمندی و شکوفایی می‌کند که از ارکان اصلی بهزیستی روان‌شناختی است (Seligman, 2011). بنابراین، خودشفقتورزی از طریق توانمندسازی فرد برای معنابخشی به کارش، به بهزیستی منجر می‌شود. هنگامی که معلمان با خودشان مهربان هستند، بهتر می‌توانند نیاز خود برای بازطراحی فعالانۀ شغل را تشخیص دهند. این آگاهی اولین گام حیاتی برای آغاز فرایند دگرگونسازی شغلی است. در عمل، این آگاهی به اقدامات عینی منجر می‌شود: فرد ممکن است با کاهش وظایف مزاحم و کم‌اهمیت، بر فعالیت‌های معنادارتر تمرکز کند، یا با گسترش داوطلبانۀ مرزهای شغلی، فرصت‌هایی برای استفاده از نقاط قوت شخصی خود ایجاد کند. این بازطراحی جامع (وظایف و روابط)، در نهایت به ایجاد یک نگاه مثبت‌تر و امیدوارانه‌تر به شغل می‌انجامد. این نگرش مثبت و احساس کنترل بر محیط کار یک مکانیسم روان‌شناختی قدرتمند است که به طور هم‌زمان سطح بهزیستی روان‌شناختی را افزایش میدهد (Bakker & Demerouti, 2017; Seligman, 2011). به عبارت دیگر، خودشفقتورزی با توانمندسازی فرد برای تشخیص نیاز به تغییر و سپس تسهیل اقدام عملی برای دگرگونسازی شغل، مسیری غیرمستقیم اما مؤثر را برای ارتقای بهزیستی فراهم می‌کند. به لحاظ نظری، نتایج این پژوهش هم‌سو با فرایندهای دخیل در نظریۀ منابع-تقاضاست (Bakker & Demerouti, 2017) که بر اساس آن، وقتی تقاضاهای شغلی معلمان را در معرض استرس و فشار روانی قرار میدهد، افراد از منابع شخصی مانند شفقت به خود و منابع شغلی مانند شفقت در محیط کار استفاده می‌کنند تا دگرگونسازی را تسهیل کنند و این دگرگونسازی به نوبۀ خود بهزیستی را ارتقا میدهد. یافته‌های این پژوهش نشان میدهد منابع شخصی و منابع اجتماعی الزاماً به صورت مستقیم به بهزیستی روان‌شناختی منجر نمی‌شوند، بلکه اثربخشی آنها تا حدی زیاد به توانایی افراد برای تبدیل این منابع به تغییرات فعالانه در شیوۀ انجام کار وابسته است. این یافته از دیدگاه نظری اهمیت دارد؛ زیرا بیان می‌کند دگرگونسازی شغلی صرفاً یک پیامد منابع فردی و سازمانی نیست، بلکه مکانیسمی است که از طریق آن، منابع روان‌شناختی به پیامدهای مثبت شغلی تبدیل میشوند. به بیان دیگر، خودشفقتورزی و شفقت در محیط کار زمانی بیشترین ارزش را پیدا می‌کنند که زمینه را برای افزایش عاملیت معلمان در بازطراحی وظایف، روابط و ادراک آنان از شغل فراهم آورند. از این نظر، نتایج پژوهش حاضر به گسترش ادبیات دگرگونسازی شغلی کمک می‌کند؛ زیرا نشان میدهد کیفیت منابع روان‌شناختی به‌تنهایی برای ارتقای بهزیستی کافی نیست و نحوۀ بهره‌گیری فعالانه از این منابع در محیط کار حلقۀ واسطی است که باید در مدل‌های آینده بیش از پیش مورد توجه قرار گیرد. گفتنی است، در مدل اندازه‌گیری، ابعاد زندگی هدفمند، خودمختاری، اشتراکات انسانی و ذهن‌آگاهی به دلیل بار عاملی کمتر از 4/0 حذف شده‌اند. کاهش بار عاملی را می‌توان با احتیاط، در پرتو ویژگی‌های ساختاری و فرهنگی بافت آموزش‌وپرورش ایران تبیین کرد. از یک سو، در ساختار اداری و آموزشی نسبتاً متمرکز آموزش‌وپرورش ایران، محدودیت در اختیارات حرفه‌ای و ضرورت تبعیت از دستورالعمل‌ها و رویه‌های سازمانی ممکن است تجربه و ادراک معلمان از مؤلفه‌هایی همچون «خودمختاری» و «زندگی هدفمند» را تحت تأثیر قرار دهد. از سوی دیگر، در بافت فرهنگی ایران که در آن، پیوندهای خانوادگی، تعهدات اجتماعی و انتظارات مرتبط با نقش حرفه‌ای معلم اهمیت زیادی دارند، ممکن است سازه‌هایی انتزاعی‌تر مانند «اشتراکات انسانی» و «ذهن‌آگاهی» در تجربۀ زیستۀ معلمان با ابعاد عاطفی و رفتاری ملموس‌تر درهم‌تنیده شوند و در نتیجه، تمایز عاملی آنها با سایر ابعاد کاهش یابد.
با این حال، این تبیین باید به عنوان یک احتمال تفسیری در نظر گرفته شود و نمی‌توان صرفاً بر اساس نتایج مدل اندازه‌گیری، افت بار عاملی را به ویژگی‌های ساختاری یا فرهنگی نسبت داد. حذف این ابعاد بر اساس ملاک‌های روش‌شناختی و با هدف بهبود روایی سازه و برازش مدل انجام شد؛ با وجود این، این اقدام ممکن است پوشش کامل سازۀ نظری اولیه را محدود کند و دامنۀ تعمیم آن را کاهش دهد؛ از این رو، پیشنهاد می‌شود پژوهشگران در مطالعات آتی، ضمن بازنگری در گویه‌های مربوط به این ابعاد، به بررسی روایی محتوایی و سازه‌ای آنها و نیز بومی‌سازی مجدد ابزار در بافت‌های شغلی و سازمانی مختلف توجه کنند تا مشخص شود آیا الگوی مشاهده‌شده ناشی از ویژگی‌های ابزار، بافت شغلی، یا تفاوت‌های فرهنگی است و تعمیم‌پذیری یافته‌ها با دقت بیشتری ارزیابی شود.
نتایج این پژوهش با کمک به ارتقای سلامت روان معلمان می‌تواند دلالت‌های کاربردی مهمی برای دست‌اندرکاران حوزۀ آمورش‌وپرورش داشته باشد؛ با این حال، این پژوهش به صورت مقطعی انجام شده است و اطمینان بیشتر نسبت به قدرت پیش‌بینی شوندگی بهزیستی روان‌شناختی از طریق متغیرهای مورد بررسی نیازمند پژوهش طولی است.
همچنین، این مطالعه بر روی معلمان شهر اصفهان انجام شد و با توجه به اثرپذیری دگرگونسازی و شفقت از فرهنگ، ضروری است در تعمیم نتایج این پژوهش به معلمان سایر استان‌ها و حتی معلمان شاغل در روستاها احتیاط شود و از طریق بررسی تجربیات زیستۀ معلمان، موضوع‌های زمینه‌ای مرتبط با شفقت و دگرگونسازی بررسی شوند. همچنین، در این پژوهش، سازۀ بهزیستی روان‌شناختی بررسی شد، در حالی که توجه به سایر اشکال بهزیستی مانند بهزیستی ذهنی، بهزیستی دیجیتال و بهزیستی عاطفی بر اساس متغیرهای مورد پژوهش می‌تواند موضوعی جالب برای مطالعات بعدی باشد. در پایان، پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آتی، با بهره‌گیری از مدل‌های تعدیل‌گر-میانجی، نقش جنسیت در تعدیل روابط میانجی میان سازه‌های مرتبط با منابع شخصی و پیامدهای روان‌شناختی بررسی شود.
سپاسگزاری
از تمامی معلمانی که ما را در تکمیل پرسشنامه‌های این پژوهش یاری دادند، کمال تشکر و قدردانی را داریم. این پژوهش هیچگونه تضاد منافعی برای نویسندگان ندارد و طی آن هیچگونه کمک مالی از سازمان‌های دولتی، عمومی، تجاری و یا غیر انتقاعی دریافت نشده است.
[1] psychological well-being
[2] compassion
[3] self-compassion
[4] workplace compassion
[5] job crafting
[6] Job Demands–Resources (JD-R) Model
[7] Ryff Scale of Psychological Well-Being
[8] self-compassion questionnaire
[9] Multidimensional Workplace Compassion Scale
[11] Bootstrapping
[12] Bias-Corrected Percentile Method
)