مقدمه
سرطان یکی از علل عمده مرگ در جهان است به طوریکه میزان موارد ابتلا به سرطان در سال­های 2008 و 2012 به ترتیب 12/7 و 14/1 میلیون نفر و میزان مرگ ناشی از آن نیز در سال­های 2008 و 2012 بترتب 7/6 و 8/2 میلیون نفر می­باشد (^2،1). در ایران نیز سرطان سومین عامل مهم مرگ میباشد و میزان بروز آن به ترتیب 98 و 110 در صدهزار نفر جمعیت برای زنان و مردان گزارش شده است، همچنین این گزارش، میزان مرگ ناشی از سرطان را به ترتیب 41 و 65 در صدهزار نفر جمعیت برای زنان و مردان ایرانی می­داند ⁽³⁾. بیماران مبتلا به سرطان در طول دوره درمان با عوارض متعددی مواجه می­شوند که شایع­ترین آنها عبارتند از: درد (80%)، خستگی (90%)، کاهش وزن (80%)، کاهش اشتها (80%)، حالت تهوع (90%)، اضطراب (25%)، تنفس کوتاه (50%) و گیجی (80%) ⁽⁴⁾. علاوه بر مشکلات جسمی ناشی از بیماری، ابتلا به سرطان می­تواند جنبه ­های روانی بیماران را نیز درگیر نماید. سو^[1] و همکاران می­ نویسند: «بیماران مبتلا به سرطان به عوارض متعددی از قبیل اضطراب و افسردگی مبتلا می­ گردند» ⁽⁵⁾.
مطالعات نشان داده ­اند که نه تنها تشخیص سرطان، بلکه نوع درمان آن نیز می ­تواند منجر به تغییرات جسمی و روانی گردد. به عنوان مثال پریرا^[2] و همکاران معتقدند بیمارانی که تحت شیمی­ درمانی و رادیوتراپی همراه با جراحی قرار می­گیرند بیشتر از بیمارانی که تنها یک نوع درمان دریافت می­کنند دچار اختلالات جسمی و روانی می­شوند ⁽⁶⁾. بروز علائم و عوارض متعدد جسمی و روانی در بیماران مبتلا به سرطان بدنبال تشخیص و درمان آن میتواند سبب اختلال در عملکرد و کاهش کیفیت زندگی آنان گردد ⁽⁷⁾، علاوه بر این، علائم مذکور می­توانند سبب وقفه در روند درمان و کاهش اثربخشی پروتکل­ های درمانی شوند ⁽⁸⁾.
از آنجا که یکی از راهکارهای ارتقاء کیفیت زندگی در بیماران مبتلا به سرطان کنترل علائم و عوارض ناشی از تشخیص و درمان سرطان می­ باشد، لذا بررسی و مدیریت این علائم اهمیت زیادی پیدا می­کند. از طرفی بسیاری از علائم آزاردهنده در بیماران مبتلا به سرطان ذهنی می­ باشد و بررسی و کنترل آنها توسط پرستاران بسیار مشکل خواهد بود. لذا اهمیت وجود ابزارهای استانداردی که بتواند مشکلات ذهنی و عینی بیماران را برای پرستاران مشخص نمایند، بیش از پیش مشخص می­شود ⁽⁹⁾. طیف وسیعی از پرسش­نامه­ ها برای بررسی علائم فیزیکی و عملکردهای شناختی و روانی در بیماران مبتلا به سرطان طراحی شده است که از آن جمله می­توان مقیاس ناراحتی ناشی از علائم^[3]، مقیاس بررسی علائم ذهنی^[4]، چک لیست علائم روتردام^[5] و ابزار بررسی عملکرد در درمان سرطان^[6] را نام برد (^13-10). بسیاری از این ابزارها طولانی بوده و مستلزم صرف وقت زیادی هم از سوی بیمار و هم از سوی مراقبین سلامت می­ باشد. این در حالی است که یک ابزار ایده آل برای بررسی علائم در بیماران مبتلا به سرطان بایستی به آسانی تکمیل گردد، جامع باشد، به راحتی تفسیر گردد و به شناسایی مهمترین مشکلات آزار دهنده بیماران مبتلا به سرطان کمک کند ⁽¹⁴⁾.
یکی از ابزارهایی که ویژگی ­های نامبرده را در خود دارد، مقیاس بررسی علائم ادمونتون^[7] (ESAS) میباشد. این ابزار برای اولین بار توسط بروئرا^[8] و همکاران (1991) جهت ارزیابی مشکلات رایج بیماران مبتلا به سرطان طراحی گردید ⁽¹⁵⁾. با توجه به کاربرد آسان ابزار ESAS، استفاده از آن به سرعت در برنامه­ های مراقبت­های تسکینی و مراقبت از بیماران مبتلا به سرطان قرار گرفت و توسط پژوهشگران مختلف در کشورهای آمریکا، اسپانیا، فرانسه، ایتالیا، تایلند و آلمان روانسنجی شده و مورد استفاده قرار گرفت (^17-13،10). ESAS دارای 9 آیتم آنالوگ بصری^[9] شامل درد^[10]، خستگی^[11]، تهوع^[12]، افسردگی^[13]، اضطراب^[14]، خواب آلودگی^[15]، اشتها^[16]، حس خوب بودن^[17] و کوتاهی نفس^[18] می باشد؛ ضمن اینکه، این مقیاس دارای یک گزینه خالی^[19] بوده و بر اساس نظر بیمار آیتم دهم را نیز می ­توان اضافه نمود ⁽¹⁵⁾. به هر آیتم ESAS نمره صفر تا 10 تعلق می­گیرد و مجموعه نمرات که «نمره کلی دیسترس علائم»^[20] را نشان می­ دهد، دامنه ­ای بین صفر تا 100 دارد ⁽¹⁴⁾.
با توجه به اینکه ابزار ESAS در مقایسه با سایر ابزارها، یک ابزار ساده و جامع می ­باشد که تکمیل آن براحتی توسط بیماران امکان­ پذیر بوده و تفسیر آن آسان می ­باشد، می ­تواند در مراکز مراقبت از بیماران مبتلا به سرطان مورد استفاده قرار گیرد؛ از طرف دیگر در جامعه ایران نه تنها ویژگی­های روان سنجی آن تعیین نشده است، بلکه بر اساس تجربه پژوهشگران استفاده گسترده از آن در مراکز مراقبت از بیماران مبتلا به سرطان مورد توجه واقع نشده است. در این پژوهش قصد بر آن است تا ویژگی­ های روان سنجی «مقیاس بررسی علائم ادمونتون» در جامعه ایران تعیین گردد.
 
روش کار
پژوهش حاضر یک پژوهش روش شناسی^[21] بود که به ترجمه و روان سنجی ESAS در بیماران مبتلا به سرطان در بخشهای انکولوژی- هماتولوژی و درمانگاه شیمی درمانی بیمارستان امام خمینی (ره) شهرستان اردبیل در سال 1395 پرداخت. معیارهای ورود به پژوهش شامل سن بالای 18 سال، توانایی برقراری ارتباط کلامی یا غیرکلامی و رضایت برای حضور در پژوهش بودند. معیارهای خروج از مطالعه شامل خستگی بیش از حد، بیماریهای روان­شناختی (با توجه شرح حال و پرونده پزشکی بیمار) و عدم توانایی جهت پاسخ دادن به سوالات بود. جمع­ آوری داده ­ها طی 6 ماه در مراکز انکولوژی و درمانگاه­های وابسته در بیمارستان امام خمینی (ره) شهر اردبیل انجام شد. 260 نفر واجد شرایط وارد پژوهش شدند. 14 نفر از بیماران بدلیل عدم پاسخگویی به تمام گزینه ­ها از پژوهش خارج شدند. در مجموع، داده ­های حاصل از 246 بیمار مورد آنالیز قرار گرفت. 120 بیمار در بخش هماتولوژی و انکولوژی بستری بوده­ و 126 بیمار نیز در بخش سرپایی درمانگاه شیمی درمانی و رادیوتراپی بودند. این تعداد نمونه با توجه به اینکه برای انجام روان سنجی 3 تا 20 نمونه به ازای هر آیتم و برای آزمون-بازآزمون حداقل 50 نمونه ضرورت دارد، انتخاب شد (^20-18).
در پژوهش حاضر برای ترجمه مقیاس از گامهای معرفی شده توسط وایلد^[22] و همکاران (2005) استفاده شد ⁽²¹⁾، به این صورت که پس از مکاتبه الکترونیکی با طراح ابزار و کسب اجازه از ایشان، ESAS توسط دو متخصص زبان انگلیسی به زبان فارسی ترجمه شده و با مقایسه دو ترجمه، موارد مبهم مجدداً بازبینی و اصلاح گردید. سپس، ترجمه برگردان آن توسط سومین متخصص زبان انگلیسی انجام شد و پس از تأیید صحت و تناسب دو ترجمه و تأیید ترجمه برگردان، همچنین، رفع ابهامات توسط 5 شرکت­ کننده، مراحل بعدی روانسنجی مقیاس انجام گردید. به منظور روان سنجی ابزار، از روایی محتوایی (تعیین شاخص روایی محتوایی)^[23] و صوری^[24]، روایی افتراقی^[25]، روایی سازه (تحلیل عاملی تأییدی)^[26]، پایایی همسانی درونی و پایایی ثبات استفاده گردید.
برای انجام روایی محتوایی از شاخص روایی محتوایی (CVI) استفاده شد؛ به این منظور از نظرات 13 نفر از کارشناسان و متخصصان استفاده گردید که شامل 4 پرستار شاغل در بخش­های هماتولوژی-انکولوژی و 9 عضو هیئت علمی با سابقه پژوهش در زمینه انکولوژی، هماتولوژی و ابزارسازی بودند. در این مطالعه روایی صوری همزمان با روایی محتوایی به صورت کیفی انجام شد، به این صورت که متخصصین مربوطه ضمن تعیین CVI، نظرات خودشان را به صورت پیشنهاد در بخش توضیحات ذکر نمودند. برای انجام روایی محتوایی از کارشناسان امر درخواست گردید مربوط بودن، واضح بودن و ساده بودن هریک از 21 عبارات ابزار را با درج امتیاز 1 تا 4 مشخص نمایند، به طوری که نمرات بیشتر نشاندهنده مرتبط بودن، وضوح و سادگی بیشتر باشد. برای به دست آوردن CVI، درصد کسانی که برای هر کدام از گزینه­ های مربوط بودن، واضح بودن و ساده بودن نمره 3 و یا 4 داده بودند، محاسبه گردید ⁽²²⁾.
پس از تأیید روایی محتوایی و صوری مقیاس، با حضور در کنار هر یک از واحدهای مورد پژوهش و توجیه آنها در مورد علت انجام این پژوهش و نحوه انجام آن و کسب رضایت، پرسش­نامه با سوال از بیماران توسط پژوهشگر تکمیل شد. جهت بررسی سازه عاملی ابزار، از تحلیل عاملی تأییدی با استفاده از نرم افزار لیزرل[27] نسخه 8/8 استفاده شد. در این پژوهش تحلیل عاملی تأییدی برای مدل تک عاملی با 9 آیتم درد، خستگی، تهوع، افسردگی، اضطراب، کسالت، اشتها، احساس تندرستی و تنگی نفس انجام شد. لازم به ذکر است با توجه به اینکه آیتم دهم به عنوان گزینه آزاد، در اکثر شرکتکنندگان پژوهش حاضر (98/8%) بدون پاسخ بود، لذا از آیتم­های ابزار حذف گردید و تحلیل عاملی تاییدی برای 9 آیتم باقیمانده انجام شد.
جهت تعیین روایی افتراقی با توجه به وضعیت عمومی بیمار (نظر پزشک متخصص و پرستار مراقب و معیار عملکردی کارنوفسکی[28])، بیماران به دو گروه بیماران بدحال و بیماران با وضعیت عمومی خوب تقسیم شدند و ESAS برای هر گروه بطور جداگانه تکمیل گردید و در نهایت با مقایسه نمرات دو گروه، روایی افتراقی ابزار تعیین شد. در این مرحله فرض بر آن بود که مقیاس در صورتی از روایی افتراقی برخوردار است که بتواند بین بیماران بدحال و بیماران با وضعیت عمومی خوب افتراق قائل شود.
برای بررسی پایایی همسانی درونی از محاسبه ضریب آلفای کرونباخ استفاده شد و برای بررسی پایایی ثبات از 242 نفر از بیماران به فاصله 4 تا 6 ساعت آزمون مجدد گرفته شد و همبستگی بین دو آزمون محاسبه گردید. با توجه به اینکه علائم در بیماران مبتلا به سرطان در شرایط مختلف دچار تغییرات نسبتاً سریعی می­شود، لذا در بازه زمانی کوتاه ما شاهد ایجاد تغییرات قابل ملاحظه در شدت علائم نخواهیم بود. در همین زمینه کارواخال[29] و همکاران، بازه زمانی 4 تا 6 ساعت را پیشنهاد می­ کنند (14).
 
یافته ها
میانگین سنی بیماران 14/11±55/19سال و دامنه آن بین 19 الی 84 سال بود، 137 نفر مرد (55/7%)، 205 نفر (83/3%) متأهل، 126 نفر (51/2%) بی سواد و 102 نفر (41/5%) خانه­ دار بودند. 154 نفر (62/6%) مبتلا به سرطان دستگاه گوارش بوده و طول دوره ابتلاء 137 نفر (55/7%) کمتر از 6 ماه بود. میزان CVI برای تمام گزینه­ های مربوط بودن، واضح بودن، ساده بودن و کل 100 درصد محاسبه گردید. ضمن اینکه روایی صوری ESAS نیز با نظر کارشناسان تأیید گردید.
شاخص نیکویی برازش^[30] (GFI)، شاخص برازش تطبیقی^[31] (CFI)، شاخص مناسب افزایشی^[32] (IFI)، ریشه متوسط ​​مربع خطای تقریبی^[33] (RMSEA)، شاخص تناسب هنجار شده^[34] (NFI)، شاخص تناسب هنجار نشده^[35] (NNFI) و شاخص تناسب نسبی^[36] (RFI) برای تعیین روایی سازه در ساختار تک عاملی ابزار با 9 آیتم با استفاده از روش تحلیل عاملی تأییدی مورد بررسی قرار گرفت. نسبت مجذور کای به درجه آزادی در مدل تک عاملی 4/25 بدست آمد. همچنین با توجه به اینکه شاخص­ های نیکویی برازش شامل شاخص برازش تطبیقی (CFI)، شاخص مناسب افزایشی (IFI)، شاخص تناسب هنجار شده (NFI)، شاخص تناسب هنجار نشده (NNFI)، شاخص تناسب نسبی (RFI) بالاتر از 0/9 و نیز میزان ریشه میانگین باقیمانده مربع استاندارد شده^[37] (SRMR) پایین ­تر از 0/08 بدست آمد (جدول 1 و نمودار 1)، که نشان ­دهنده برازش مناسب مدل تک بعدی مقیاس با 9 آیتم می ­باشد و لذا ساختار عاملی ESAS مطابق با نسخه اصلی آن مورد تأیید قرار گرفت.
جهت تعیین روایی افتراقی با توجه به وضعیت عمومی، بیماران به دو گروه بیماران بدحال و بیماران با وضعیت عمومی خوب تقسیم شدند و برای هر گروه بطور جداگانه ESAS تکمیل گردید. با توجه به اینکه نمره کل ESAS و تمام آیتم ­های آن (به جزء تهوع) بطور معنی­ داری در گروه بیماران بدحال بالاتر از بیماران با حال عمومی خوب بدست آمد، روایی افتراقی ابزار نیز تأیید گردید (جدول 2).
برای تعیین همسانی درونی، همبستگی بین 9 آیتم مورد بررسی قرار گرفت که ضریب آلفا برای کل ابزار، خوب (0/88=α) بدست آمد. ضمن اینکه پایایی آزمون با روش آزمون و بازآزمون محاسبه گردید. برای این منظور همبستگی بین دو بار اجرای آزمون با فاصله 4 الی 6 ساعت در 242 نمونه محاسبه گردید که این میزان 0/86=r به دست آمد (0/0001>p ، 0/86=r) همچنین در بررسی همبستگی بین ابعاد ESAS در آزمون و بازآزمون مشخص شد که بالاترین همبستگی به آیتم کاهش اشتها (0/85=r) و پایین­ ترین همبستگی به آیتم تندرستی (0/66=r) تعلق داشت و ضریب همبستگی سایر آیتمها ما بین این دو قرار داشت (0/82-0/73=r).

بحث
بررسی علائم بیماران مبتلا به سرطان از ارکان اصلی مراقبت تسکینی می­باشد. با توجه به اینکه ESAS یک ابزار ساده و جامع می ­باشد و به راحتی مشکلات حاد بیماران را مشخص می­نماید، لذا این مطالعه با هدف بررسی ویژگیهای روان سنجی مقیاس بررسی علائم ادمونتون در بیماران مبتلا به سرطان انجام گردید. نتایج این مطالعه نشان داد که نسخه ایرانی مقیاس بررسی علائم ادمونتون از روایی و پایایی مطلوبی برخوردار می­باشد.
به منظور تعیین ساختار عاملی ESAS، از تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد. با توجه به نتایج شاخص های نیکویی برازش تمام 9 آیتم ابزار در قالب یک بعد مورد تأیید قرار گرفت. نتایج تحلیل عاملی در این پژوهش نشان­ دهنده تأیید ESAS اصلی است که توسط بروئرا^[38] و همکاران در قالب 9 آیتم و یک بعد معرفی شده است ⁽¹⁵⁾، مطالعات قبلی که به روانسنجی ESAS پرداخته­اند نیز این ابزار را در قالب یک مدل تک­ بعدی در نظر گرفته و آن را تأیید کرده­ اند ^{(10,13,14,16,23)}، اما کارواخال و همکاران با وجود تأیید ویژگیهای روانسنجی ESAS، در بررسی ساختار عاملی مقیاس با استفاده از آنالیز عاملی اکتشافی به سه بعد مختلف تحت عناوین بعد فیزیکی سبک^[39]، بعد فیزیکی سنگین^[40] و بعد اجزای عاطفی^[41] دست یافتند ⁽¹⁴⁾ که متفاوت از ساختار عاملی یک بعدی معرفی شده توسط بروئرا و همکاران می­باشد. با این وجود در مطالعه­ ای که توسط خلیلی پراپری و همکاران انجام شد سه بعدی بودن ESAS رد شد و یک بعدی آن مورد تأیید قرار گرفت (24). به نظر می­رسد انجام مطالعات بیشتر در زمینه بررسی ساختار عاملی ESAS ضرورت دارد تا تک بعدی یا چند بعدی بودن ابزار را مشخص نمایند.
ضریب آلفای کرونباخ بالا (0/88) برای 9 آیتم ابزار، گواه دیگری است بر تأیید تمام 9 آیتم ESAS، بطوری که وجود همسانی درونی بالا نشان­ دهنده همسو بودن تمام آیتم­ های ابزار می­باشد یعنی تمام 9 آیتم در قالب یک بعد، فقط قادر به سنجش یک سازه مشخص بوده و سازه­ های مختلف را نمی ­تواند سنجش کند. مطالعات دیگر نیز نشان داده­ اند که همسانی درونی ESAS با در نظر گرفتن تمام 9 آیتم خوب می ­باشد، بطوری که ضریب آلفای کرونباخ در مطالعات چیندا^[42] و همکاران در تایلند (0/75=α)، یسیلبالکان^[43] و همکاران در ترکیه (0/77=α)، چانگ^[44] و همکاران در آمریکا (0/79=α) و کارواخال^[45] و همکاران در اسپانیا (0/75=α)، بالا گزارش شده است (14,17,25,26).
از آنجایی که ESAS بطور معنی ­داری نمره بالاتری را در گروه بیماران بد­حال نسبت به گروه بیماران با وضعیت خوب نشان داده است، لذا روایی افترایی این ابزار تایید گردید (0/001>p) مطالعات قبلی نیز روایی افتراقی خوبی برای ESAS گزارش نموده ­اند، به عنوان مثال کارواخال و همکاران در پژوهش خود با استفاده از نمره عملکردی کارنوفسکی^[46]، بیماران را به سه گروه تقسیم نموده و همبستگی معکوس بین نمره کارنوفسکی و آیتم ­های ESAS بدست آوردند به طوری که با افزایش نمره کارنوفسکی (بهبود عملکرد بیمار)، نمره ESAS کاهش پیدا می­کرد. همچنین کارواخال و همکاران نشان دادند که بیماران بستری، نمره ESAS بالاتری را نسبت به بیماران سرپایی کسب کردند که گواه دیگری بر روایی افتراقی ESAS می ­باشد (14). چانگ و همکاران نیز همبستگی معکوس بین نمره کارنوفسکی (به عنوان معیار عملکردی بهتر بیماران) و تمام آیتم ­های ESAS بدست آوردند ⁽²⁵⁾. با وجودی که در پژوهش حاضر نمره کلی و ابعاد ESAS در دو گروه از بیماران متفاوت بودند اما آیتم تهوع تفاوت معنیداری را در دو گروه نشان نداد. به نظر میرسد که تهوع بدون توجه به وضعیت عمومی بیمار، در تمام بیماران کم و بیش وجود دارد و در افتراق افراد با حال عمومی خوب و بد معیار مناسبی نمی­باشد، کما اینکه در مطالعه کارواخال و همکاران نیز مشاهده شد که نمره تهوع تفاوت معنی­داری در دو گروه بدحال و حال عمومی خوب ایجاد نکرد (14).
ثبات ESAS با استفاده از آزمون-­ بازآزمون انجام شده حاکی از ثبات خوب این ابزار بود. مطالعات قبلی در رابطه با ثبات ابزار نتایج متفاوتی نشان داده­اند که این تفاوت می­تواند به تفاوت در فاصله اجرای آزمون مجدد مرتبط باشد. به عنوان مثال در مطالعات چانگ و همکاران که مطالعه ای را در سال 1999 در آمریکا به منظور بررسی روایی و پایایی ESAS انجام داده اند، آزمون-بازآزمون را در دو بازه زمانی بررسی نمودند که نتایج نشان داد آزمون مجدد در مدت یک روز دارای همبستگی بالایی با آزمون بود ولی این همبستگی در فاصله یک هفته بطور چشمگیری کاهش پیدا می­کرد (25). انجام آزمون مجدد همواره با مشکلاتی از جمله یکسان نبودن شرایط دو آزمون مواجه می­باشد، با توجه به اینکه ESAS به بررسی علائمی می­پردازد که عمدتاً جسمی هستند، لذا هر چقدر بازه زمانی کمتر باشد احتمال همبستگی دو آزمون بیشتر خواهد بود؛ به عنوان مثال در مطالعه کارواخال و همکاران که به بررسی آزمون مجدد به فاصله 6-4 ساعت انجام شده همبستگی بسیار بالایی بین دو آزمون حاصل شده است (14). در مجموع با توجه به نتایج مطالعه حاضر و نیز مطالعات قبلی (17، 28-23)، به نظر می­رسد ESAS از ثبات قابل قبولی برخوردار می­باشد.
با وجودی که در این مطالعه از روایی محتوایی و افتراقی استفاده شد و ساختار عاملی ESAS نیز بررسی شد، لکن به دلیل فقدان ملاک معتبر و استاندارد در جامعه ایران که بتواند علائم آزاردهنده را مورد بررسی قرار دهد، روایی ملاکی مقیاس انجام نشد و به عنوان یکی از محدودیت­های پژوهش مطرح می­شود. با توجه به اینکه ESAS قابلیت استفاده توسط ارزیاب و نیز خود بیمار را دارا میباشد، اما در این پژوهش فقط توسط پژوهشگران تکمیل شد، لذا پیشنهاد می­شود در مطالعات بعدی این ابزار توسط بیماران نیز تکمیل گردد. محدودیت دیگر این پژوهش به انجام پژوهش در جامعه بیماران مبتلا به سرطان در اردبیل مربوط می­شود و تعمیم نتایج بایستی با احتیاط صورت پذیرد و پیشنهاد میشود ویژگیهای روانسنجی این ابزار در سایر نقاط ایران نیز انجام گیرد.
 
نتیجه ­گیری
با توجه به تایید روایی محتوایی، سازه و افتراقی و پایایی ثبات و همسانی درونی ESAS در پژوهش حاضر می­توان نتیجه گرفت که نسخه فارسی ESAS از قابلیت کاربرد برای اندازه­گیری علائم آزاردهنده در بیماران مبتلا به سرطان در جامعه ایران برخوردار می­باشد. پژوهش حاضر می­تواند مقدمه ای برای انجام پژوهشهای بیشتر در زمینه بررسی علائم آزاردهنده در بیماران مبتلا به سرطان در جامعه ایران باشد و همچنین گامی برای کاربرد وسیع این ابزار در تمام مراکز درمانی، توانبخشی و مراقبت تسکینی مرتبط با بیماران مبتلا به سرطان باشد.
 
تشکر و قدردانی
این پژوهش بخشی از پایان نامه دانشجویی کارشناسی ارشد پرستاری مصوب دانشگاه علوم پزشکی اردبیل با کد اخلاق IR.ARUMS.rec.1395.2 میباشد. در پایان از مسؤلان و کارکنان دانشکده پرستاری و مامایی دانشگاه علوم پزشکی اردبیل و بخش و درمانگاه سرطان مرکز آموزشی و درمانی بیمارستان امام خمینی (ره) و بیماران شرکت کننده در این پژوهش تشکر می­گردد.
 
 
 

 
References

1. Jemal A, Bray F, Ferlay J. Global cancer statistics. A Cancer Journal for Clinician. 2011;61(2):69–90.

2. Torre LA, Bray F, Siegel RL, Ferlay J. Global cancer statistics in 2012. A Cancer Journal for Clinician. 2015;65(2):87–108.

3. Mousavi SM, Gouya MM, Ramazani R, Davanlou M, Hajsadeghi N, et al. Cancer incidence and mortality in Iran. Annals of Oncology. 2009;20:556–63.

4. Yennurajalingam S, Urbauer DL, Casper KLB, Reyes-Gibby CC, Chacko R, et al. Impact of a palliative care consultation team on cancer-related symptoms in advanced cancer patients referred to an outpatient supportive care clinic. Journal of Pain and Symptom Management. 2011;41(1):49–56.

5. So WKW, Marsh G, Ling WM, Leung FY, Lo JCK, et al. Anxiety, depression and quality of life among Chinese breast cancer patients during adjuvant therapy. European Journal of Oncology Nursing. 2010;14(1):17–22.

6. Graça Pereira M, Figueiredo AP, Fincham FD. Anxiety, depression, traumatic stress and quality of life in colorectal cancer after different treatments: A study with Portuguese patients and their partners. European Journal of Oncology Nursing. 2012;16(3):227–32.

7. Heidarzadeh M, Rassouli M, Mohammadi Shahbolaghi F, Alavi Majd H, Karam A-M, et al. The Relationship of Posttraumatic Growth with quality of life in cancer patients. Bulletin of Environment, Pharmacology and Life Sciences. 2014;3(9):98–102.

8. Walsh D, Donnelly S, Rybicki L. The symptoms of advanced cancer: relationship to age, gender, and performance status in 1000 patients. Supportive Care in Cancer. 2000;8(3):175–79.

9. Cleeland CS, Mendoza TR, Wang XS, Chou C, Harle MT, et al. Assessing symptom distress in cancer patients. Cancer. 2000;89:1634-646.  

10- De Haes JC, Olschewski M, Fayers P, Visser MR, Cull A, et al. Measuring the quality of life of cancer patients with the Rotterdam Symptom CheckList (RSCL): A manual. Northern Centre for Health Care Research (NCH). The Netherlands: University of Groningen, 1996.
11- Cella DF, Tulsky DS, Gray G, Sarafian B, Linn E, et al. The functional assessment of cancer therapy scale: development and validation of the general measure. Journal of Clinical Oncology. 1993;11(3):570–79.

1. McCorkle R and Young K. Development of a symptom distress scale. Cancer Nursing. 1978;1(5):373–78.

2. Portenoy RK, Thaler HT, Kornblith AB, Lepore JM, Kiyasu E, et al. The memorial symptom assessment scale: an instrument for the evaluation of symptom prevalence, characteristics and distress. European Journal of Cancer. 1994;30(9):1326-336.

3. Carvajal A, Centeno C, Watson R, Bruera E. A comprehensive study of psychometric properties of the Edmonton Symptom Assessment System (ESAS) in Spanish advanced cancer patients. European Journal of Cancer. 2011;47(12):1863–872.

4. Bruera E, Kuehn N, Miller MJ, Selmser P, Macmillan K. The edmonton symptom assessment system (ESAS): a simple method for the assessment of palliative care patients. Journal of Palliative Care. 1991;7:6-9.

5. Moro C, Brunelli C, Miccinesi G, Fallai M, Morino P, et al. Edmonton symptom assessment scale: Italian validation in two palliative care settings. Supportive care in cancer. 2006;14(1):30–37.

6. Chinda M, Jaturapatporn D, Kirshen AJ, Udomsubpayakul U. Reliability and validity of a Thai Version of the Edmonton Symptom Assessment Scale. Journal of Pain Symptom Management. 2011;42(6):954–60.

7. Mundfrom DJ, Shaw DG, Ke TL. Minimum sample size recommendations for conducting factor analyses. International Journal of Testing. 2005;5(2):159–68.

8. Hopkins WG. Measures of reliability in sports medicine and science. Sport Medicine. 2000;30(1):1–15.

9. Atkinson G, Nevill A. Typical error versus limits of agreement. Sport Medicine. 2000;30:375–81.

10. Wild D, Grove A, Martin M, Eremenco S, McElroy S, et al. Principles of good practice for the translation and cultural adaptation process for patient-reported outcomes (PRO) measures: report of the ISPOR task force for translation and cultural adaptation. Value in Health. 2005;8(2):94-104.

11. Polit DF, Beck CT, Owen SV. Is the CVI an acceptable indicator of content validity? Appaisal and recommendations. Research in Nursing & Health. 2007;30(4):459–67.

12. Stiel S, Matthes ME, Bertram L, Ostgathe C, Elsner F, et al. Validation of the new version of the minimal documentation system (MIDOS) for patients in palliative care: the German version of the edmonton symptom assessment scale (ESAS). Schmerz (Berlin, Germany). 2010;24(6):596-604.

13. Khalili‑Parapary Y, Heidarzadeh M, Mozaffari N, Naseri P. The psychometric properties and factor structure of Persian version of Edmonton symptom assessment scale in cancer patients. Indian Journal of Palliative Care. 2017; 23(4):419-24.

14. Chang VT and Feuerman M. Validation of the Edmonton Symptom Assessment Scale. Cancer. 1999;88(9):2164–171.

15. Yeşİlbalkan ÖU, Özkütük Ni, Karadakovan A, Turgut T. Validity and reliability of the Edmonton Symptom assessment scale in Turkish Cancer Patients. 2008;38(2):62–67.

16. Paci E. Assessment of validity and clinical application of an Italian version of the Rotterdam Symptom Checklist. Quality of Life Research. 1992;1(2):129-34.

17. Pautex S, Berger A, Chatelain C, Herrmann F, Zulian GB. Symptom assessment in elderly cancer patients receiving palliative care. Critical reviews in oncology/hematology. 2003;47(3):281–86.